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Evaluación de la prestación económica de carácter universal por niño a cargo Informe final 24 de octubre de 2011 Evaluadores principales: Jaume Blasco (Ivàlua) Libertad González (UPF) Equipo de trabajo: Lluís Ferrer Horacio Levy (University of Essex)
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Evaluación de la prestación económica de carácter universal por niño a cargo
Informe final
24 de octubre de 2011 Evaluadores principales: Jaume Blasco (Ivàlua) Libertad González (UPF) Equipo de trabajo: Lluís Ferrer Horacio Levy (University of Essex)
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Total Espanya Catalunya Taxa de reemplaçament
Resumen ejecutivo
1. Introducción
El declive de la fertilidad ha sido particularmente intenso en Cataluña. A pesar de un
inicio tardío respecto a la mayoría de los países industrializados, en tan solo 20 años
(1975-1995) el número de hijos por mujer cayó de 3 a 1,2. Siguiendo la estela de los
países que estaban a la cabeza en el proceso de transición, la fertilidad catalana se
encuentra en una fase de recuperación desde los mínimos históricos de 1995,
impulsada, fundamentalmente, por la incorporación a la población catalana de mujeres
inmigrantes en edad fértil y con un mayor nivel de fecundidad, así como por el
aumento de la fecundidad en las mujeres autóctonas de entre 35 y 39 años.
A pesar de este repunte, el indicador coyuntural de fecundidad de 2009 era de tan solo
1,53 hijos por mujer, lejos todavía del umbral de reposición de 2,1, de tal manera que
cada nueva generación (descontando la inmigración) es sustancialmente menos
numerosa que la de sus progenitores; y está lejos también del nivel de recuperación
alcanzado por países como Francia, el Reino Unido, los Estados Unidos o los países
escandinavos (de entre 1,8 y 2,1). En efecto, a pesar de este repunte, el patrón de
fertilidad de Cataluña continúa presentando los rasgos característicos de los países de
más baja fertilidad, como Alemania, Austria, Portugal o el conjunto de España: una
edad media de primera maternidad entre las más tardías del mundo (cercana a los 30
años), un porcentaje relativamente alto (16,6 %) de mujeres que llegan al final de su
vida fértil sin haber tenido ningún hijo y un porcentaje muy bajo (14,3 %) de mujeres
que han tenido más de dos hijos al terminar su periodo de vida fértil.
Indicador coyuntural de fertilidad (1975-2009)
Fuente: elaboración propia a partir de datos del Instituto Nacional de Estadística
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El cese de la inmigración, la rápida adopción de los patrones de fertilidad de los
autóctonos por parte de los inmigrantes y la inseguridad provocada por la crisis
económica parecen indicar, además, que el repunte de la fertilidad podría haber
llegado a su límite. De hecho, el indicador coyuntural de fertilidad del año 2009, inferior
al de 2008, rompe una tendencia al alza que ha durado diez años. Asimismo, cuando
la generación del baby-boom termine su periodo de vida fértil, el acceso a las edades
de máxima fecundidad de cohortes cada vez más vacías abocará la cifra de
nacimientos a una disminución muy notable, con una relativa independencia de la
evolución de las tasas de fertilidad.
2. Los determinantes del declive de la fertilidad
Los motivos que han conducido a una alteración tan drástica en el comportamiento
reproductivo de los ciudadanos han sido objeto de análisis desde diversas disciplinas.
Aunque no existe una única teoría que ofrezca una explicación integrada sobre los
determinantes del declive de la fertilidad, en este informe hemos destacado cuatro
perspectivas teóricas que resultan complementarias porque cada una explica de forma
convincente algún componente del declive y porque todas ellas topan con algún hecho
que las contradice.
La primera perspectiva teórica se centra en la evolución de las normas
culturales predominantes en pos de la búsqueda de la satisfacción y la libertad
individuales, de tal forma que la preferencia por tener hijos ha entrado en
competencia con otras prioridades, como puedan ser ampliar los años de
formación, construir una carrera profesional o vivir solo, entre otras fuentes de
realización personal.
En segundo lugar, la economía de la familia señala que los costes de los hijos
son hoy mucho más altos que hace unas décadas, por lo que la «demanda» de
hijos es más baja. Esto es debido a dos factores combinados: por una parte,
las mujeres disfrutan hoy de oportunidades de acceso a la educación y al
mercado de trabajo en igualdad de condiciones que los hombres, pero esas
oportunidades se reducen considerablemente al convertirse en madres, debido
a la persistencia de grandes dificultades para la conciliación y de las
desigualdades que siguen existiendo en la distribución de las tareas dentro del
hogar. A consecuencia de ello, para muchas mujeres optar por la maternidad
implica tener que renunciar a participar plenamente en el mercado laboral y, al
mismo tiempo, el «coste de oportunidad» de esta renuncia en términos de
renta, autonomía personal y satisfacción vital es cada vez más elevado.
En tercer lugar, la exposición creciente de los jóvenes a una posición precaria
en el mercado de trabajo combinada con las dificultades para acceder a una
vivienda genera en muchos de ellos una situación de inseguridad poco
compatible con la formación de una familia, lo que les lleva a posponer la
iv
creación de un hogar propio y la paternidad hasta edades que se encuentran
en el límite de la fertilidad biológica.
Finalmente, la persistencia del modelo de familia tradicional mediterránea
basado en la asimetría de roles entre géneros podría estar ayudando a
deprimir la fertilidad, ya que cuanto más grande sea la diferencia entre las
expectativas sociales sobre el papel de las mujeres en la familia y las
expectativas de las propias mujeres, más grande será el incentivo para evitar la
maternidad. En este sentido, la participación de los hombres en el cuidado de
los hijos (tanto la real como la esperada) sería un determinante relevante de las
decisiones reproductivas de las mujeres.
3. Las políticas de promoción de la fertilidad
A esta lista de determinantes habría que añadir un quinto factor: el grado de
adaptación de las instituciones a los cambios en las aspiraciones de las mujeres y a
los nuevos riesgos sociales que sufren los jóvenes. Este es, probablemente, el factor
que mejor explica los distintos ritmos y niveles de recuperación de la fertilidad entre
países. Al revisar la literatura para identificar en qué consisten estas adaptaciones
institucionales, hemos detectado tres grandes tipos de intervención que emanan del
ámbito de las políticas de familia: el apoyo económico a las familias para compensar
una parte de los costes directos de tener hijos; la provisión de servicios para la
atención de los niños (guarderías, fundamentalmente) a precios gratuitos o
subvencionados con el fin de facilitar la conciliación y reducir los costes indirectos de
la maternidad; y la regulación y el fomento de la conciliación en el lugar de trabajo, ya
sea a través de permisos de maternidad y paternidad remunerados o mediante la
flexibilización y racionalización de los horarios laborales.
El primer reto de este estudio de evaluación ha sido aclarar en qué grado estos
instrumentos son efectivos para amortiguar las dificultades que los ciudadanos
encuentran a la hora de tener el número de hijos que desean y, por consiguiente, para
incrementar la fertilidad. La evidencia encontrada en la literatura es poco concluyente.
En relación con las prestaciones económicas por niño a cargo, diversos estudios han
identificado un impacto positivo, estadísticamente significativo, pero bastante pequeño,
sobre los indicadores de fertilidad, y aún así parece tratarse de un impacto más
asociado con adelantar el momento de la maternidad que con un incremento genuino
del número de hijos por mujer. No obstante, algunos estudios han encontrado efectos
positivos asociados a la prestación de magnitud sustancial, con un incremento de
entre el 6 y el 14 % de los indicadores de fertilidad. Algunos autores consideran que la
ausencia de un impacto de mayor magnitud e inequívoco se debe a dos factores:
primero, que las prestaciones económicas subvencionan los costes directos, pero
tienen un efecto muy débil sobre los costes de oportunidad de la maternidad, los
cuales parecen tener un peso sustancialmente mayor en las decisiones reproductivas.
Segundo, que incluso en lo que se refiere a los costes directos, el importe de las
prestaciones en la mayoría de países es bastante modesto y cubre una proporción
pequeña de los costes derivados de los niños, y solo durante sus primeros años de
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vida. En este sentido, destaca que los estudios que identifican impactos de mayor
magnitud corresponden a países con prestaciones particularmente generosas. Hay
que tener en cuenta, por otra parte, que la disparidad de las conclusiones de los
distintos estudios, más allá de explicarse por diferencias metodológicas en las
evaluaciones, pueden estar indicando tanto los efectos diferenciales según el diseño
de la prestación (importes, duración, complementos, forma de pago, criterios de
elegibilidad, estabilidad de la ayuda a lo largo del tiempo, etc.), como las diferencias
existentes entre países en lo que respecta a otros factores que afectan a las
decisiones reproductivas.
Otra posibilidad es que las prestaciones tengan un efecto pequeño sobre el conjunto
de la población, pero más importantes para un subgrupo específico. Hay motivos
teóricos para anticipar que las ayudas económicas deberían tener un impacto más
grande en la fertilidad de familias con hijos previos y en los hogares con un nivel de
renta menor. Sin embargo, la evidencia acumulada no resulta nada concluyente
respecto al efecto diferencial según el orden de los hijos —los estudios encuentran un
efecto diferencial, pero a veces es superior para los primeros hijos, otras para los de
grado superior y otras para los primeros y terceros. En cambio, sí hay una mayor
coincidencia al detectar un efecto mayor sobre las mujeres con menores rentas y nivel
formativo.
En lo que respecta a las otras políticas alternativas, la evidencia es mixta en cuanto al
impacto de los permisos de maternidad y paternidad dado que, aunque comportan un
incentivo a la fertilidad al aportar una renta sustitutoria y mantener el vínculo con el
trabajo durante los primeros meses de vida de los bebés, también pueden actuar como
elemento retardador, e inducir a las mujeres a retrasar la maternidad hasta que estén
lo suficientemente bien establecidas en el mercado laboral como para poder disfrutar
de ese derecho. Más claras son las evidencias que se refieren al efecto de la
accesibilidad a los servicios de guardería, probablemente porque constituyen el
mecanismo que más directamente facilita la conciliación e incide sobre los costes de
oportunidad de los hijos.
4. Evaluación de la prestación por niño a cargo de Cataluña (1999-2009)
La segunda cuestión que nos hemos planteado ha sido evaluar de forma empírica el
impacto de la prestación por hijo a cargo de Cataluña que se introdujo en el año 1999
y cobró carácter universal en el año 2003. Hemos estimado el efecto de la prestación
sobre tres dimensiones: la natalidad, la conciliación de la vida familiar y laboral y el
bienestar y la calidad de vida de las familias. La metodología utilizada ha sido,
principalmente, la de dobles diferencias, es decir, se ha comparado la evolución de las
variables de interés en Cataluña antes y después de la introducción y de la ampliación
de la prestación, utilizando como grupo de control a la población equivalente en otras
comunidades autónomas que no introdujeron reformas similares en la misma época.
Los resultados sugieren que la prestación tuvo un impacto positivo y significativo sobre
la tasa de fecundidad en Cataluña, que pudo aumentar entre un 5 y un 6 % anual a
consecuencia de la ayuda. Este efecto se deriva, principalmente, de un aumento en la
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natalidad entre mujeres de nivel educativo bajo (y medio). El efecto es evidente tanto
entre la población de mujeres nativas como de origen inmigrante, y es más
pronunciado entre las mujeres que ya tenían hijos (es decir, se trata de un aumento en
el número de hijos por mujer, más que un incremento en el número de mujeres que
tienen hijos).
Respecto al impacto de las ayudas sobre el bienestar material de las familias, hemos
documentado que la familia «mediana» que recibió la ayuda en el año 2008 contaba
con una renta neta anual de entre 30.000 y 32.000 euros y, por tanto, la prestación
supuso un aumento de aproximadamente un 2 % en su renta disponible. El impacto
fue mayor para las familias de la parte baja de la distribución de la renta: sobre un 3 %
para las familias en el percentil 25, y más del 5 % solamente para el 10 % más pobre
de las familias. Asimismo, también hemos documentado que la prestación permitió a
las familias de rentas bajas cubrir gran parte de los gastos asociados al bebé: más del
30 % de estos gastos para la cuarta parte de las familias de renta más baja, según la
estimación más conservadora.
En último lugar, el análisis de la actividad laboral de las madres con hijos pequeños
revela que la prestación tuvo efectos desiguales para grupos de mujeres distintos.
Recibir la prestación se asocia con una menor participación en el mercado de trabajo
en el caso de las madres jóvenes, de nivel educativo bajo o de origen inmigrante. En
cambio, la ayuda parece estar asociada a un aumento en las horas de trabajo para
madres ligeramente mayores, nativas y de nivel educativo alto.
5. Recomendaciones
En síntesis, el análisis precedente sugiere algunas ideas que pueden informar el
nuevo diseño de la prestación por hijo a cargo una vez que finalice el periodo de
suspensión temporal iniciado en julio de 2011. En el marco del conjunto de políticas de
apoyo a las familias, la estrategia más aconsejable para incrementar la fertilidad pasa,
fundamentalmente, por mejorar el acceso a las guarderías, ya que es el instrumento
que aborda más directamente las barreras que los ciudadanos encuentran para
materializar sus deseos de fertilidad —por la vía de facilitar la conciliación y reducir los
costes de oportunidad de la maternidad— en virtud de lo que indica tanto la teoría
como la evidencia empírica internacional. Sin embargo, la efectividad detectada de la
prestación por niño a cargo en Cataluña, corroborada por una parte de la evidencia
empírica internacional, apunta a la conveniencia de mantener la prestación como
instrumento de fomento de la fertilidad, y a concentrarla en aquellas familias que ya
tienen hijos, las cuales parecen ser, en el caso de Cataluña, las más sensibles a la
prestación.
No obstante, es importante tener en cuenta que los objetivos de la prestación por niño
a cargo son múltiples, y que la adecuación del diseño a alguno de los objetivos puede
ir en detrimento del resto. Primero, en relación con el objetivo de garantizar el
bienestar de las familias y los niños, la evaluación ha mostrado que la prestación tiene
poco impacto sobre las familias de la mitad superior de la distribución de la renta. En
vii
caso de que se priorizase este objetivo, restringir la prestación a los hogares de
ingresos bajos sería la recomendación más obvia, con un posible aumento de la
cuantía para incrementar su impacto. Sin embargo, hay que tener en cuenta que este
tipo de prestación no es necesariamente el mecanismo más eficiente para combatir la
pobreza infantil, especialmente si se limita a los primeros años de vida de los niños, y
que en términos de fomento de la fertilidad, introducir un umbral de renta implica
mantener el incentivo para las mujeres que ya tienen un nivel de fecundidad
relativamente más elevado.
En segundo lugar, si consideramos la conciliación como objetivo, las recomendaciones
se complican. El análisis de Cataluña muestra que la prestación puede haber
desincentivado la participación en el mercado laboral de mujeres con baja cualificación
o peores empleos. No está muy claro si esta consecuencia es positiva o negativa. Es
posible que los niños se beneficien de pasar más tiempo con su madre durante el
primer año de vida, como sugieren algunos trabajos de investigación recientes. Sin
embargo, a medio plazo, los efectos de este desincentivo a la ocupación pueden ser
negativos si las madres no consiguen retornar al mercado laboral. Así pues, habrá que
tener en cuenta que la introducción de un umbral de renta podría exacerbar este
efecto colateral sobre las mujeres de menor cualificación y calidad de empleo. Por
tanto, la introducción de un límite de renta podría combinarse con la condición de que
la madre esté trabajando, como mínimo a partir de que el niño haya cumplido uno (o
dos) años. Esto ayudaría a prevenir una pérdida excesiva de capital humano derivada
de una interrupción prolongada en la trayectoria de ocupación de la madre, lo cual
podría comportar, a su vez, consecuencias negativas a largo plazo tanto para los
ingresos de la madre como para el bienestar del niño.
En síntesis, las propuestas que se derivan de esta evaluación son: 1) en el marco del
conjunto de políticas de familia: priorizar la accesibilidad a las plazas de guardería
para los menores de tres años; 2) en el marco de las prestaciones por niño a cargo:
introducir un criterio de progresividad según el orden del hijo, con el fin de incrementar
el impacto de la prestación sobre la fertilidad; y 3) en la medida en que el objetivo
prioritario es la garantía del bienestar de las familias y los niños con menos recursos:
introducir un umbral de renta para la percepción de la prestación combinada con el
requisito de participación en el mercado laboral de la madre a partir del segundo año
de vida del hijo. La cuantía de la prestación debería disminuir progresivamente a
medida que aumentase la renta de la familia, para evitar en la medida de lo posible el
fraude (o los incentivos «perversos») en torno al umbral de renta. Este último diseño
sería similar, en términos generales, al Earned Income Tax Credit (EITC) de los
Estados Unidos o el Working Families Tax Credit (WFTC) del Reino Unido, que han
sido concebidos como suplementos a los ingresos de las familias trabajadoras con
hijos.
2
ÍNDICE
RESUMEN EJECUTIVO
INTRODUCCIÓN ................................................................................................. 2
1. EL DECLIVE DE LA FERTILIDAD ................................................................ 4
2. ¿QUÉ EXPLICA EL DECLIVE DE LA FERTILIDAD? ................................ 15
3. ¿PUEDEN LAS POLÍTICAS PÚBLICAS INCREMENTAR LA FERTILIDAD? .................................................................................................... 22
3.1 ¿Qué hacen los gobiernos para incrementar la fertilidad? ............................. 22
3.2 ¿Funcionan las prestaciones por niño a cargo? ............................................ 28
3.3 ¿Funcionan mejor las otras políticas de familia? ........................................... 34
4. EVALUACIÓN DEL IMPACTO DE LA PRESTACIÓN POR HIJO A CARGO EN CATALUÑA ................................................................................... 35
4.1 Introducción ................................................................................................... 36
4.2 El efecto de la prestación sobre la fertilidad .................................................. 41
4.3 El efecto de la prestación sobre el bienestar ................................................. 54
4.4 El efecto de la prestación sobre la conciliación .............................................. 58
5. SIMULACIÓN DE UNA PRESTACIÓN UNIVERSAL ................................. 65
5.1 Características de la prestación simulada ..................................................... 65
5.2 Asunciones de la simulación ......................................................................... 66
5.3 Resultados de la simulación .......................................................................... 68
5.4 El comparador de simulaciones ..................................................................... 75
6. CONCLUSIONES Y RECOMENDACIONES .............................................. 77
7. BIBLIOGRAFÍA ........................................................................................... 82
APÉNDICE ......................................................................................................... 86
1
2
Introducción
En el año 1975 comenzó en Cataluña la denominada segunda transición demográfica
que se ha desarrollado con especial intensidad: la fertilidad cayó desde los
aproximadamente tres hijos por mujer hasta un mínimo de 1,2 en tan solo veinte años,
y se mantiene a fecha de hoy alrededor de 1,5; la media de edad de la primera
maternidad aumentó de los 25 a los 30 años, en el marco de un proceso de
postergación generalizado del acceso al mercado laboral, la emancipación y la
formación de uniones conyugales; las familias con tres o más hijos pasaron de ser la
norma a la excepción, y el porcentaje de mujeres que llegan al final de su ciclo fértil sin
haber sido madres ha ido creciendo con cada cohorte, hasta alcanzar el 16,6 % para
las nacidas entre 1960 y 1964.
Revertir esta drástica alteración en el comportamiento reproductivo ha tendido a ser
considerado durante muchos años como un objetivo impropio de las políticas públicas.
Los indicadores de fertilidad de una sociedad son fruto de las decisiones de sus
ciudadanos, que actúan de acuerdo con sus prioridades y limitaciones, en el ámbito
privado de cada hogar y familia. No obstante, dos factores están cambiando
progresivamente esta percepción. En primer lugar, la magnitud de la caída de la
fertilidad y del consiguiente declive y envejecimiento de la población, pone en riesgo, a
medio y largo plazo, la sostenibilidad del estado del bienestar. En segundo lugar, los
ciudadanos de la mayoría de países industrializados (y los catalanes no son una
excepción) expresan en las encuestas el deseo de tener un número de hijos más
elevado del que realmente acaban teniendo. La existencia de una brecha entre la
fertilidad actual y la deseada abre una ventana a la intervención pública para intentar
eliminar los fallos institucionales que la provocan (fundamentalmente en el mercado de
trabajo), sin necesidad de inmiscuirse en las preferencias de los ciudadanos por tener
un número determinado de hijos.
Sin embargo, que el incremento de la fertilidad sea un objetivo legítimo no implica
necesariamente que pueda alcanzarse fácilmente gracias a la intervención pública. De
hecho, la complejidad de las causas que han dado lugar al declive de la fertilidad
parece indicar que este objetivo puede resultar particularmente esquivo. Por un lado,
las oportunidades que tienen las mujeres para acceder a la educación y al mercado de
trabajo en igualdad de condiciones que los hombres se reducen considerablemente al
convertirse en madres. Las dificultades para conciliar la atención de los niños con las
responsabilidades laborales, unidas a las desigualdades de género que permanecen
en la distribución de tareas en el hogar, hacen que la maternidad implique a menudo
algún tipo de renuncia laboral. Para otras, el problema no radica en la conciliación
entre prioridades, sino en la inseguridad: la exposición creciente de los jóvenes a una
posición precaria en el mercado laboral y las dificultades para acceder a una vivienda
generan una situación de inestabilidad poco compatible con la formación de una
familia, lo que les lleva a posponer la formación de un hogar propio y la paternidad
hasta edades que se encuentran en el límite de la fertilidad biológica.
3
¿Pueden las políticas públicas incidir sobre factores causales de esta naturaleza? Las
políticas de familia lo han intentado por la vía que les es más propia: ofreciendo apoyo
económico a las familias para compensar una parte de los costes directos de los hijos
y facilitando la conciliación para reducir los costes indirectos de la maternidad. Estas
tentativas se han realizado, fundamentalmente, a través de la adaptación de políticas y
programas preexistentes que combinan el objetivo de fomentar la fertilidad con la
protección de los niños y de sus familias, así como la promoción de la igualdad entre
hombres y mujeres. Entre estas políticas destacan las transferencias económicas y las
deducciones fiscales para las familias con hijos a cargo, la prestación de servicios para
el cuidado de los niños (básicamente servicios de guardería) y la promoción y
regulación de la conciliación en el lugar de trabajo.
El propósito de esta evaluación es responder en qué grado estos instrumentos son
efectivos para fomentar la fertilidad, haciendo especial énfasis en las prestaciones a
las familias por cada hijo que tengan a su cargo. ¿Cuál es la magnitud de su efecto?
¿Sobre qué grupos de población son más efectivas? ¿Hay elementos en su diseño
(criterios de elegibilidad, importe) que determinan su efectividad? La respuesta a estas
preguntas se desarrolla con dos procedimientos: uno, la revisión de las evaluaciones
que se han realizado en el ámbito internacional sobre este tipo de intervenciones; y
dos, la evaluación de la prestación en Cataluña desde 1999, año en que fue creada,
hasta 2009. Finalmente, la parte final del informe simula cuál sería el coste y cobertura
de diversos diseños alternativos de esta prestación, partiendo de las proyecciones de
la natalidad para los próximos años. En las secciones preliminares del informe se
pretende sintetizar el conocimiento actual sobre la evolución reciente de la fertilidad en
Cataluña, los determinantes de la baja fertilidad y los instrumentos que los gobiernos
emplean para ayudar a los ciudadanos a tener el número de hijos que desean.
Este informe ha sido encargado a Ivàlua por el Departamento de Economía y
Conocimiento. Queremos agradecer muy especialmente la colaboración del Servicio
de Prestaciones Económicas y Subvenciones del Departamento de Bienestar Social y
Familia en el análisis de la base de datos de la prestación. La elaboración del informe
ha contado con la participación de la Dra. Libertad González (Universitat Pompeu
Fabra) que es la autora del capítulo 4 y coautora del capítulo de conclusiones, así
como del Dr. Horacio Levy (University of Essex), que ha elaborado parte de las
simulaciones del capítulo 5.
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Total Espanya Catalunya Taxa de reemplaçament
1. El declive de la fertilidad
La segunda transición demográfica en Cataluña, y en general en el sur de
Europa, fue tardía y particularmente abrupta. Entre los años 1975 y 1995, Cataluña
sufrió una reducción de la fertilidad desde una media de casi tres hijos por mujer hasta
descender a un mínimo de 1,15 (en términos del indicador coyuntural de fertilidad;
véase el cuadro 1.1 en la página 8). Este descenso supuso la desaparición de los
países mediterráneos de la cabeza del ranking europeo y su relegación a la cola de la
clasificación (gráfico 1.1)
A partir de 1995, y más marcadamente desde 1999, la fertilidad catalana
comenzó a recuperarse, siguiendo una tendencia generalizada en la mayoría de
países industrializados. Coincidiendo con la llegada de las generaciones del baby-
boom de mediados de los años setenta a las edades de máxima fecundidad, el año
2008 hubo 89.412 nacimientos, el máximo histórico en 30 años (gráfico 1.2). A pesar
de ello, la fertilidad catalana —con un índice coyuntural de fertilidad de 1,58 hijos por
mujer en 2009— sigue estando sustancialmente por debajo del nivel de reemplazo o
reposición, el umbral a partir del cual una cohorte se reemplaza a sí misma
(descontando la inmigración), y que para los países industrializados se estima en un
índice de 2,1 hijos por mujer.
La tendencia al alza de la fertilidad se ha detenido con la llegada de la crisis
económica, y en los años 2009 y 2010 se han vuelto a registrar descensos, lo cual
refleja los primeros efectos de la recesión sobre el comportamiento reproductivo.
Gráfico 1.1 Indicador coyuntural de fertilidad (1975-2009)
Fuente: elaboración propia a partir de datos del Instituto Nacional de Estadística
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Naixements Taxa bruta de natalitat
Gráfico 1.2 Nacimientos totales y tasa de natalidad (1975-2009)
Fuente: elaboración propia a partir de datos del Instituto Nacional de Estadística
La recuperación de la fertilidad desde los mínimos de la década de los noventa se
explica, en primer lugar, por la incorporación de mujeres inmigrantes en edad fértil
a la población catalana, las cuales muestran un nivel de fecundidad más elevado y
una tendencia a convertirse en madres a edades más tempranas. La aportación de los
recién llegados al repunte de la fertilidad se refleja en que el 23,6 % de los nacimientos
que se produjeron en Cataluña en 2007 correspondían a madres de nacionalidad
extranjera, mientras que un 28,3 % de los nacimientos correspondían a casos en los
que al menos uno de los progenitores era extranjero (IDESCAT, 2009). Desde el año
2002 —fecha en que los datos de fertilidad del Instituto Nacional de Estadística
empiezan a aparecer desagregados por nacionalidades—, los indicadores de fertilidad
de las mujeres extranjeras y de las de nacionalidad española han tendido a converger,
si bien la diferencia a fecha de 2009 seguía siendo de 0,4 hijos por mujer (gráfico 1.3).
En segundo lugar, la caída y posterior recuperación del indicador de fertilidad captura
un cambio en el calendario de la maternidad dentro del ciclo de vida fértil de las
mujeres catalanas (el cual no tendría por qué implicar, necesariamente, una
reducción del número de hijos al final del ciclo fértil de la mujer). La tendencia a
postergar la maternidad hasta edades más avanzadas se identifica claramente en el
gráfico 1.4, donde se muestran desagregadas las tasas de fecundidad por grupos de
edad (es decir, los nacimientos por cada 1.000 mujeres de cada grupo de edad). Las
tasas de los grupos de 20 a 40 años y de 25 a 29 se reducen drásticamente hasta
finales de la década de los noventa, y solo está parcialmente compensado por el
crecimiento de las tasas en el grupo de mujeres de 30 a 40 y de 35 a 39 años. Desde
finales de la década de los noventa, por el contrario, se estabiliza la fecundidad de los
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Espanyola Estrangera Taxa de reemplaçament
grupos de 25 a 29 y de 30 a 34 años, y aumenta considerablemente tanto en los
grupos de 35 a 39 como de 20 a 24, dando lugar a un crecimiento de los índices de
fertilidad totales.
Gráfico 1.3 Indicador coyuntural de fertilidad por nacionalidades (Cataluña, 2002-2009)
Fuente: elaboración propia a partir de datos del Instituto Nacional de Estadística
Fuente: elaboración propia a partir de datos del Instituto Nacional de Estadística
Taxes de fecunditat per grups d'edat, Catalunya (1975-2009)
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16-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44
Gráfico 1.4 Tasas de fecundidad por grupos de edad (Cataluña, 1975-2009)
Desde 1988, la fecundidad de las mujeres de 35 a 39 años crece de forma continuada
A finales de la década de 1990 se estabiliza la
fecundidad de las mujeres de 25 a 29 y vuelve a crecer la
de 20 y 24.
7
1
1,2
1,4
1,6
1,8
2
2,2
2,4
2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009
Espanyola Estrangera Taxa de reemplaçament
En el gráfico 1.5 se muestran las tasas de fecundidad para cada año de edad de los
años 2009, 1995 (momento de mínima fertilidad) y 1980. Por una parte, se aprecia el
desplazamiento de los máximos de fecundidad a edades cada vez más tardías. Por
otra, puede observarse cómo la curva de 2009 se ensancha respecto a la de 1995,
mostrando una mayor dispersión de la fecundidad en todo el rango de edades, con
valores más elevados tanto en las mujeres de 20 a 30 años como en las de 30 a 40.
Gráfico 1.5 Tasas de fecundidad por edad (Cataluña)
Fuente: elaboración propia a partir de datos del Instituto Nacional de Estadística
El proceso de postergación de la maternidad se observa igualmente en el incremento
de la edad media en que las mujeres tienen a sus hijos, que ha aumentado en tres
años a lo largo de las décadas de 1980 y 1990, fecha a partir de la cual ha
permanecido estable en torno a los 31 años (gráfico 1.6). Por otra parte, la edad de la
primera maternidad de las mujeres residentes en Cataluña se situaba el año 2007 en
29,9 años (5,3 años más que en 1975), con una diferencia sustancial entre las mujeres
nacidas en España (30,5 años) y las nacidas en el extranjero (27,6) (Devoder, 2010).
Algunos autores han destacado que el retraso de la edad de la maternidad se enmarca
dentro de un «síndrome de la posposición» generalizado, por el cual se ha tendido a
postergar determinados acontecimientos vitales. Utilizando datos de la Encuesta
Demográfica de Cataluña de 2007, Devoder (2010) muestra cómo este retraso afecta
tanto a la edad de formación de la primera unión conyugal como al tiempo medio de
espera entre la primera unión y el primer nacimiento (se ha duplicado entre 1975 y
2007, hasta alcanzar aproximadamente 4,5 años), lo cual incrementa el riesgo de
0
20
40
60
80
100
120
140
160
15
any
s i m
enys
17
any
s
19
any
s
21
any
s
23
any
s
25
any
s
27
any
s
29
any
s
31
any
s
33
any
s
35
any
s
37
any
s
39
any
s
41
any
s
43
any
s
45
any
s
47
any
s
De
49 a
nys
i men
ys
2009 1995 1980
Desplazamiento de la edad
de máxima fecundidad de los
25 a los 32 años
8
Edat mitjana a la maternitat (1975-2009)
26
27
28
29
30
31
32
1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009
Total Espanya Catalunya
disolución de la pareja antes de la primera maternidad y/o de tener el número de hijos
deseado.
Fuente: elaboración propia a partir de datos del Instituto Nacional de Estadística
En vista de que se ha producido un cambio sustancial en el calendario de la
maternidad, resulta especialmente relevante conocer si, más allá de las tasas
coyunturales de fertilidad (que son muy sensibles a estos cambios en el «tempo» de la
maternidad), ha variado el número de hijos que tienen las mujeres al completar su
periodo vital fértil. El gráfico 1.7 muestra las diferencias entre cohortes, desde la de
mujeres nacidas antes de 1930 hasta la de mujeres nacidas entre 1960 y 1964 (que en
el momento de la Encuesta Demográfica de 2007 tenían entre 43 y 47 años, y
constituían, por tanto, la última cohorte sobre la que era posible conocer esta
información). Se observa que la situación más prevalente para todas las cohortes
nacidas a partir de 1940 es la de tener dos hijos, si bien destaca un crecimiento
continuado tanto de la infecundidad permanente (hasta alcanzar un 16,6 % de las
mujeres nacidas entre 1960 y 1964) como del porcentaje de mujeres que
completan su ciclo fértil con un solo hijo (un 25,5 % de esta misma cohorte). Por el
contrario, el porcentaje de mujeres con tres o más hijos ha pasado a ser inferior
al 15 %.
Gráfico 1.6 Edad media en el momento de la maternidad (1975-2009)
9
13,18,0
12,76,8 8,4 10,3 11,4
16,6
22,6
20,0 11,616,6 15,7
21,223,4
25,5
35,036,0 38,9
48,5
46,4
51,443,6
33,4 37,0 39,7 37,6
27,522,1
13,8 14,3
30,8
0%
20%
40%
60%
80%
100%
Abans de
1930
1930 a 1934 1935 a 1939 1940 a 1944 1945 a 1949 1950 a 1954 1955 a 1959 1960 a 1964
Sense fills 1fill 2 fills 3 fills o més
Gráfico 1.7 Fertilidad completada (Cataluña, 2007)
Fuente: elaboración propia a partir de datos de la Encuesta Demográfica de Cataluña, 2007
Cuadro 1.1: ¿Cómo se mide la fertilidad?
La manera más sencilla de hacerlo es calcular la tasa de natalidad, que indica el número de
nacimientos vivos por cada 1.000 habitantes en un lugar y año determinado. El problema de
este indicador es que el denominador contempla a toda la población, y no únicamente a la que
es biológicamente capaz de tener hijos, de forma que no refleja de forma muy precisa el
comportamiento reproductivo.
Una medida más precisa es el indicador coyuntural de fertilidad (ICF), que indica el número
de hijos vivos que una mujer tendría a lo largo de su periodo de vida fértil (normalmente se
calcula entre los 15 y 44 o 49 años), si en cada año de su ciclo de vida fértil tuviera el mismo
número de hijos que tienen, de media, las mujeres de esa misma edad en ese mismo país y
año. El ICF proporciona además un umbral importante: el nivel de reemplazo o de reposición
suele encontrarse alrededor de los 2,1 hijos por mujer. El mayor problema del ICF es que es
muy sensible a los cambios en el calendario de la maternidad. Por ejemplo, el descenso del
ICF en los países industrializados entre los años 70 y 80 está distorsionado por el retraso en la
edad de la maternidad, y sobrerrepresenta los cambios reales en el número total de hijos que
tienen las mujeres durante todo su periodo de vida fértil.
Una medida que evita estas distorsiones es la tasa de fertilidad completada (Cohort Fertility
Rate, CFR, en inglés), que indica el número de hijos que tiene, de media, una mujer de una
cohorte particular al completar su periodo vital fértil. La CFR es el mejor indicador de
comportamiento, pero tiene un gran inconveniente: solamente puede calcularse para mujeres
que ya han completado (o casi) su ciclo fértil (al cumplir 44 o 49 años), y no es un buen
indicador para detectar cambios de comportamiento en las mujeres más jóvenes.
En palabras de Bonoli (2008): «Los estudios sobre fertilidad tienen que enfrentarse a un
dilema: o bien se centran en las cohortes que ya han completado su vida fértil, y entonces
describen situaciones que puede que ya no existan, o bien se centran en las cohortes que
todavía están en edad reproductiva, pero pierden la información sobre las decisiones
reproductivas que estas cohortes pueden tomar en los años de vida fértil que les quedan».
10
¿Cuál es la situación de Cataluña en el contexto español e internacional? Al comparar
los indicadores demográficos catalanes con los de otras comunidades autónomas y
países se observa que:
El indicador coyuntural de fertilidad de Cataluña se encuentra justamente
en la mediana de la distribución de la Unión Europea de 2009, es decir, la
mitad de los países tienen un valor más alto y la otra mitad un valor más bajo.
El valor de 1,53 de Cataluña está muy por debajo del de los países europeos
que más se acercan a la tasa de reposición (los países escandinavos, Irlanda,
Francia y el Reino Unido), y por encima del grupo de países con la fertilidad
«más baja entre las bajas» (países excomunistas como Letonia, Hungría y
Rumanía; países del sur de Europa, como Portugal, Italia y el conjunto de
España; así como Alemania y Austria). (Gráfico 1.8).
En el contexto español, Cataluña tiene el segundo indicador coyuntural
de fertilidad más alto, solo por detrás de la Región de Murcia; y el cuarto si
se considera únicamente a la población autóctona (por detrás de Murcia,
Andalucía y la Comunidad de Madrid). (Gráfico 1.9).
En términos de fertilidad completada, Cataluña combina un porcentaje
relativamente alto de mujeres que finaliza su ciclo fértil sin haber tenido
ningún hijo y un porcentaje muy bajo de mujeres que lo hacen habiendo
tenido más de dos. Comparativamente, algunos países de la OCDE
presentan tasas de infecundidad permanente similares a la de Cataluña, pero
mantienen unas tasas de fertilidad completada más altas gracias a una elevada
prevalencia de familias grandes. Por ejemplo, la tasa de fecundidad
permanente de Cataluña (16,6 % para la cohorte de 1960 a 1964) es similar a
la de países como los Estados Unidos o Suecia (16,0 % y 15,1 %
respectivamente); en cambio, el porcentaje de mujeres de esta misma cohorte
que completan su vida fértil con más de dos hijos es la mitad en Cataluña que
en los otros dos países (14,3 %, 30,6 % y 30,0 %). Francia, un país que sirve
de referencia, ya que prácticamente ha alcanzado la tasa de reposición y
presenta unas características socioeconómicas y culturales relativamente
parecidas a las de Cataluña, mantiene la tasa de fecundidad permanente
alrededor del 10 %, mientras que más de un 30 % de las mujeres completan su
vida fértil con tres o más hijos. (Gráfico 1.10).
Finalmente, con 29,9 años, Cataluña presenta una edad media de primera
maternidad en el extremo más alto de la distribución de los países de la
OCDE, solamente superada por Alemania y el Reino Unido. Con excepción
notoria de este último país, la primomaternidad tardía está generalmente
asociada con una menor fecundidad. (Gráfico 1.11).
11
2,23
2,10
2,07
2,00
1,98
1,96
1,94
1,86
1,85
1,84
1,84
1,79
1,71
1,62
1,60
1,59
1,57
1,55
1,53
1,53
1,52
1,52
1,51
1,50
1,49
1,49
1,44
1,42
1,41
1,40
1,40
1,39
1,38
1,36
1,32
1,32
1,31
1,00 1,20 1,40 1,60 1,80 2,00 2,20 2,40
Islàndia
Turquia
Irlanda
França**
Noruega
Regne Unit
Suècia
Finlàndia
Montenegro
Bèlgica
Dinamarca
Holanda
Liechtenstein
Estònia
UE27
Luxemburg
Bulgària
Lituània
Catalunya
Eslovènia
Macedònia
Grècia
Xipre
Suïssa
Croàcia
Txèquia
Malta
Itàlia
Eslovàquia
Polònia
Espanya
Àustria
Romania
Alemanya
Hongria
Portugal
Letònia
Fuente: elaboración propia a partir de datos de EUROSTAT, excepto Cataluña (datos INE)
Gráfico 1.8 Indicador coyuntural de fertilidad (UE y Cataluña, 2009)
12
1,60
1,53
1,49
1,47
1,47
1,45
1,41
1,39
1,39
1,38
1,33
1,33
1,32
1,27
1,16
1,11
1,10
1,08
1,00 1,10 1,20 1,30 1,40 1,50 1,60 1,70
Múrcia
Catalunya
Navarra
Madrid
Andalusia
Castella- La
Manxa
La Rioja
Total Espanya
Illes Balears
Aragó
Extremadura
Comunitat
Valenciana
País Basc
Cantàbria
Castella i Lleó
Canàries
Galícia
Astúries
1,55
1,45
1,41
1,39
1,38
1,34
1,33
1,33
1,32
1,29
1,25
1,24
1,22
1,20
1,12
1,08
1,07
1,04
1,00 1,10 1,20 1,30 1,40 1,50 1,60 1,70
Múrcia
Andalusia
Madrid
Catalunya
Navarra
Castella - La
Manxa
Comunitat
Valenciana
Total Espanya
Illes Balears
Extremadura
La Rioja
Aragó
Cantàbria
País Basc
Canàries
Castella i Lleó
Galícia
Astúries
Fuente: elaboración propia a partir de datos del Instituto Nacional de Estadística
Gráfico 1.9 Indicador coyuntural de fertilidad (Comunidades Autónomas, 2009)
Total Solo con nacionalidad española
13
24,020,3 19,9 18,4 18,2 17,2 16,6 16,0 15,9 15,5 15,2 15,1 14,9 12,7 11,8 11,4 10,5 10,4 10,3 9,6 8,5 6,3 5,1
0%
10%
20%
30%
40%
50%
60%
70%
80%
90%
100%
Itàlia
Alem
anya
Finlà
ndia
Irlan
da
Hol
anda
Àustri
a
Cat
alun
yaEU
A
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lia
Polòn
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Bèlgica
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Eslov
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Nor
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Franç
a
Hon
gria
Rús
sia
Mèx
ic
Portu
gal
Sense fills 1 fill 2 fills 3 o més
10,713,8 13,9 14,3 15,6 17,5 19,4 20,5 22,9 23,4 25,1 26,7 29,3 30,0 30,2 30,6 30,9 32,5
0%
10%
20%
30%
40%
50%
60%
70%
80%
90%
100%
Rús
sia
Espan
ya
Eslov
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Cat
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lia
Portu
gal
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cia
Àustri
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Din
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ca
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a
Polòn
ia
Suècia
Franç
aEU
A
Nor
uega
Austrà
lia
Sense fills 1 fill 2 fills 3 o més
Gráfico 1.10 Fertilidad completada de la cohorte de 1965 (o la última disponible) en los
países de la OCDE (ordenado según el porcentaje de mujeres sin hijos)
Fuente: elaboración propia a partir de datos de la OCDE (2011) y de la Encuesta Demográfica de Cataluña, 2007
Gráfico 1.11 Fertilidad completada de la cohorte de 1965 (o la última disponible) en los
países de la OCDE (ordenado según el porcentaje de mujeres con tres o más hijos)
Fuente: elaboración propia a partir de datos de la OCDE (2011) y de la Encuesta Demográfica de Cataluña, 2007
14
Fuente: elaboración propia a partir de datos de EUROSTAT, excepto Cataluña (datos INE)
21,3
24,6
24,9
25,0
25,0
25,0
25,1
25,5
25,9
26,1
27,0
27,2
27,3
27,6
27,6
27,6
27,6
27,7
27,7
27,8
27,8
27,9
28,0
28,2
28,4
28,4
28,4
28,6
28,8
28,9
29,1
29,1
29,3
29,6
29,7
29,9
29,9
30,0
30,0
20,0 22,0 24,0 26,0 28,0 30,0 32,0
Mèxic
Letònia
Bulgària
Romania
Lituània
EUA
Estònia
Polònia
Islàndia
Eslovàquia
Israel
Hongria
Txèquia
Noruega
Àustria
Canadà
Xipre
Finlàndia
Bèlgica
Mitjana OCDE
Nova Zelanda
Portugal
Austràlia
Eslovènia
Irlanda
Suècia
Dinamarca
França
Grècia
Holanda
Japó
Corea
Luxemburg
Suïssa
Espanya
Itàlia
Catalunya
Alemanya
Regne Unit
Fuente: elaboración propia a partir de datos de la OECD Family Database y de la Encuesta Demográfica de Cataluña
Gráfico 1.11 Edad media de primera maternidad (OCDE, 2008 y Cataluña, 2007)
15
2. ¿Qué explica el declive de la fertilidad? La caída de la fertilidad en todos los países industrializados hasta niveles inferiores a
la tasa de reposición, y la constatación de que existe una notable variación en la
intensidad y el calendario de esta caída y de los posteriores repuntes —tanto entre
países como entre grupos sociales— han conducido a la generación de un extenso
corpus de investigación para aclarar qué es lo que determina el comportamiento
reproductivo de las personas. El análisis de los determinantes de la fertilidad, más allá
de su valor científico, es de especial interés para la formulación de políticas de
fomento de la fertilidad, tanto para reconocer los determinantes más susceptibles de
ser abordados mediante la intervención pública como para identificar los instrumentos
de intervención potencialmente más efectivos.
Desafortunadamente, no existe una única teoría, de aceptación generalizada, que
ofrezca una respuesta integrada a la pregunta que da título a esta sección y que
permita construir los fundamentos teóricos de la intervención pública. La diversidad de
elementos que influyen en la decisión de tener un hijo integra factores culturales,
biológicos, tecnológicos, económicos, de relaciones de género, genéticos, geográficos,
históricos, religiosos, médicos, de estructura social, así como los incentivos positivos y
negativos creados por un extenso conjunto de políticas públicas, desde la provisión de
la educación preescolar hasta el sistema de pensiones. Por este motivo proliferan
estudios parciales sobre la influencia de este determinante o de este otro, que unos
cuantos autores han estructurado en distintas perspectivas teóricas (McDonald [2000],
Esping-Andersen [2007], OCDE [2011], entre otros), de los cuales destacamos los
siguientes:
1. La difusión de los valores posmaterialistas: una de las perspectivas teóricas
clásicas explica el declive de la fertilidad en función de una evolución de las
normas culturales predominantes hacia la búsqueda de la satisfacción y la
libertad individuales, lo cual ha dado lugar a estilos de vida y relaciones
personales menos estandarizadas. En este contexto, la reproducción no queda
necesariamente relegada, pero entra en competencia con otras prioridades,
como la extensión de los años de educación, la consolidación de la carrera
profesional o vivir solo, entre otras fuentes de satisfacción individual. Esta
teoría es coherente con determinados fenómenos relacionados con la
reducción de la fertilidad, como la reducción y el retraso de la formación de
uniones conyugales, el incremento de las rupturas o la preferencia por tener
hijos más tarde. Sin embargo, la teoría resulta poco convincente para explicar
ciertas diferencias entre países (por ejemplo, la menor fertilidad de los países
mediterráneos respecto a los anglosajones), las variaciones temporales de la
fertilidad dentro del mismo país y, muy especialmente, no aclara por qué de
forma coherente entre distintos países, las personas expresan en las
encuestas que querrían tener un número de hijos superior al que realmente
tienen. La existencia de este diferencial entre la cantidad de hijos deseados y
los tenidos (el child gap o fertility gap en la literatura en inglés, véase el cuadro
2.1) parece indicar que, al margen de que la preferencia por tener hijos se haya
16
0,0
0,5
1,0
1,5
2,0
2,5
3,0
Irlan
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Polònia
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l
Txèqu
ia
Alem
anya
Eslo
vàquia
Itàlia
Espa
nya
Àustria
Real Desitjada
reducido, también hay factores que impiden que los ciudadanos puedan
cumplir sus objetivos de fertilidad.
Cuadro 2.1 El child gap en España y Cataluña
La existencia del child gap —diferencial entre la fertilidad deseada y la real— está en la base
de las justificaciones teóricas de las políticas de promoción de la fertilidad. En virtud de este
diferencial, el objetivo de las políticas no es interferir en las preferencias de los individuos
acerca de la formación de una familia, sino eliminar las barreras que impiden a las personas
tener tantos hijos como deseen (las cuales son fruto, a menudo, de los efectos colaterales de
otras políticas públicas).
No obstante, la interpretación de este diferencial no está libre de controversias. Por una parte,
como se explica en el cuadro 1.1, el indicador coyuntural de fertilidad de un año determinado
puede no indicar correctamente la fertilidad real, y estar sesgada por una tendencia a posponer
la maternidad. Por otra parte, las respuestas que se ofrecen en una encuesta sobre el número
de hijos deseados pueden reflejar normas sociales (en lugar de lo que el encuestado realmente
considera como el número ideal), o bien anticipar las dificultades para tener un número de hijos
más elevado. Además, las respuestas tienden a ser muy volátiles, ya que varían con la edad y
el número de hijos previos. En un esfuerzo por corregir este último problema, la OCDE ha
realizado una estimación de la fertilidad deseada basada en preguntar a las mujeres de 25 a 39
años cuántos hijos adicionales querrían, contando los que ya tenían. El resultado de esta
estimación se recoge en el gráfico 2.1 y muestra dos rasgos interesantes: primero, que la
existencia del diferencial es común en todos los países de la OCDE, aunque con magnitudes
muy variables. Segundo, que en algunos países la fertilidad deseada está ya por debajo de los
dos hijos por mujer, entre ellos, España, con un 1,73. Esto quiere decir que la eliminación del
diferencial no implicaría, por sí sola, lograr una fertilidad por encima del nivel de reposición.
Gráfico 2.1 El diferencial entre la fertilidad real y la deseada en la OCDE (2006)
Fuente: OCDE (2011), a partir de datos del Eurobarómetro, 2006.
17
En Cataluña, el único cálculo del diferencial del que tenemos conocimiento es el realizado por
Flaquer (2009) sobre los datos de la Encuesta de condiciones de vida y hábitos de la población
de Cataluña de 2006. Flaquer encuentra que el número de hijos deseados está alrededor de
2,4 hijos por mujer, unos 0,8 por encima de la fertilidad real. El número de hijos deseados y el
tamaño del diferencial varían según el nivel de instrucción de las mujeres: cuanto menor es el
nivel de instrucción, mayor es el número de hijos deseados y menor el diferencial. Así, las
mujeres sin estudios tienen casi todos los hijos que desean (97,3 %), mientras que las mujeres
con estudios superiores tienen solamente el 43,6 %.
2. El coste de los niños: la segunda perspectiva teórica que explica el declive de
la fertilidad proviene de la microeconomía, y considera la fertilidad como el
resultado de una decisión racional en la que los potenciales progenitores
ponderan los costes y los beneficios de tener hijos para maximizar su utilidad,
en función tanto de sus preferencias como de las restricciones que les impone
su renta. Desde esta perspectiva, el declive de la fertilidad respondería
fundamentalmente a un incremento generalizado de los costes de tener hijos,
lo cual, a su vez, reduciría su «demanda». Este incremento de los costes se
debería a:
Los costes directos que se derivan del consumo de bienes y servicios
asociados a los niños (comida, ropa, guardería, educación, vivienda más
grande), que según algunas estimaciones suman entre el 15 y el 30 % del
presupuesto de una pareja equivalente sin hijos (OCDE, 2011).
Los costes de oportunidad en que incurren los progenitores por el hecho de
dedicar tiempo a la atención de sus hijos. En la medida en que esta
dedicación suponga dejar de trabajar, trabajar menos horas o debilite de
alguna manera la carrera profesional del progenitor, los hijos implican un
coste en términos de renunciar a rentas del trabajo presentes y futuras.
Mientras se mantengan las desigualdades entre géneros en el hogar, estos
costes de oportunidad afectan primordialmente a las mujeres. A este
respecto, Sigle-Rushton y Waldfogel (2007) estiman que el valor de la
penalización que supone tener dos hijos a los 25 y 27 años para una mujer
que trabaja supone entre el 58 y el 54 % de la renta acumulada en la vida
en Alemania y en los Países Bajos, el 32 % en el Reino Unido y entre el 11
y el 20 % en Finlandia, Noruega, Suecia y los Estados Unidos.
Una de las implicaciones más importantes de esta teoría es que los costes de
tener un hijo son mayores cuanto más grande es el capital humano de la mujer:
cuanto mayor es el nivel de formación, más elevado tiende a ser su salario
actual y potencial, y más elevado es el coste de oportunidad de no trabajar y/o
de dejar de avanzar en la carrera profesional para poder atender al hijo. Por
una parte, esto explica que la fertilidad haya caído desde mediados de los años
sesenta o setenta (según el país) a medida que aumentaba el nivel formativo y
las oportunidades laborales de las mujeres y, por consiguiente, los costes de
oportunidad de los hijos. Por otra, la teoría es coherente con la menor
fecundidad relativa de las mujeres con una renta y/o nivel de estudios mayor
observada en muchos países industrializados. Finalmente, explica la tendencia
18
a postergar la maternidad hasta edades más avanzadas, cuando la carrera
profesional de las mujeres está más consolidada y el efecto sobre sus
expectativas profesionales y salariales es más pequeño.
No obstante, esta teoría presenta algunas deficiencias para explicar el cambio
de tendencia observado en los últimos años, según el cual las mujeres con
mayor formación y mejores trabajos presentan una mayor fecundidad relativa
en determinados países. Así, Forssen y Ritakallio (2006) encuentran evidencias
en Dinamarca, Finlandia, Suecia y Bélgica (pero no en Alemania ni en Francia)
de que la proporción de mujeres de 36 a 46 años que no había tenido ningún
hijo era menor entre las mujeres que habían alcanzado un mayor nivel
educativo que entre las menos formadas, a pesar de que la primera maternidad
del primer grupo era más tardía. Baizan (2007) muestra que en el Reino Unido
e Italia, y de forma no estadísticamente significativa en España, las madres
(con al menos un hijo) con educación universitaria tienen más probabilidades
de tener un hijo adicional que el resto, mientras que las madres con contratos
temporales tienen una probabilidad sustancialmente menor que las que tienen
un contrato indefinido. Además, los estudios comparativos entre países
muestran que la relación entre la participación femenina en el mercado laboral
y la fertilidad, que había sido tradicionalmente negativa, se ha revertido: la
fertilidad es ahora más alta donde las mujeres trabajan más y no al contrario,
como podría preverse si el mayor determinante fuera el coste de oportunidad
de los hijos (véanse a continuación los gráficos 2.2 y 2.3 de comparación entre
comunidades autónomas y entre países de la OCDE).
A pesar de estas limitaciones, esta perspectiva teórica es más relevante que la
anterior en lo que respecta al diseño de políticas de fomento de la fertilidad, ya
que los costes derivados de tener hijos, tanto los directos como los de
oportunidad, son susceptibles de ser reducidos por medio de la compensación
(a través de transferencias económicas y deducciones fiscales por niño a
cargo), así como de intervenciones que reduzcan la necesidad y el efecto de
interrumpir la actividad laboral para cuidar de un hijo (como los permisos de
maternidad y paternidad, la provisión de servicios de guardería o la
racionalización de los horarios laborales). La efectividad de este tipo de política
dependerá del grado en el que los costes sean, efectivamente, un determinante
relevante de la fertilidad, así como de la capacidad de las intervenciones
públicas para alterarlos sustancialmente.
3. Los riesgos sociales: algunos autores han sugerido que la baja fertilidad
podría no estar tan motivada por las crecientes oportunidades laborales de las
mujeres (y los consiguientes costes de oportunidad de la maternidad), sino,
precisamente, por la falta de oportunidades de los jóvenes, que derivan en una
inseguridad vital poco compatible con la maternidad. En este sentido, Esping-
Andersen (2007) destaca que el síndrome de la posposición —explicado en la
sección anterior— estaría motivado por dos factores causales bien distintos:
uno, la tendencia a demorar la vida independiente y el matrimonio por factores
culturales y de cambio del rol social de la mujer, y dos, los riesgos sociales que
19
afectan a buena parte de los jóvenes, entre los que destacan la precariedad
laboral, el desempleo juvenil y las dificultades de acceso a la vivienda, los
cuales explicarían determinados desplomes históricos de la fertilidad (como el
de la década de 1930), así como la intensidad de la caída de la fertilidad en los
países del sur y del este de Europa en las últimas décadas. En la actualidad,
argumenta Esping-Andersen, el nexo causal entre los factores de inseguridad y
la fertilidad no pasaría tanto por la situación laboral del hombre, como ocurría
en el pasado, sino por la de la mujer, a la vista de la voluntad mayoritaria de las
mujeres de desarrollar su propia carrera profesional y conseguir la autonomía
económica.
20
1
1,1
1,2
1,3
1,4
1,5
1,6
1,7
40 42 44 46 48 50 52 54 56 58 60
1,0
1,2
1,4
1,6
1,8
2,0
2,2
2,4
2,6
2,8
3,0
20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40
Gráfico 2.2 Asociación entre la tasa de actividad femenina y el
indicador coyuntural de fertilidad de las comunidades autónomas
1980
2009
1,00
1,20
1,40
1,60
1,80
2,00
2,20
45 50 55 60 65 70 75 80 85 90
2009
Gráfico 2.3 Asociación entre la tasa de actividad femenina y el
indicador coyuntural de fertilidad de los países de la OCDE
1,00
1,50
2,00
2,50
3,00
3,50
25 35 45 55 65 75
Fuente: elaboración propia a partir de datos del Instittuto Nacional de Estadística Fuente: elaboración propia a partir de datos de la OCDE (2011)
1980
CAT
CAT
ESP
ESP
21
Coherentemente con esta perspectiva, Baizan (2007) muestra que en el Estado
español, un contrato temporal (respecto a uno indefinido), a igualdad de otras
características de las madres, reduce significativamente la probabilidad de
tener un hijo adicional. Por otra parte, la asociación positiva entre la
participación laboral femenina y la tasa de fertilidad observada en los gráficos
2.2 y 2.3 podría estar indicando, precisamente, que allá donde las mujeres
tienen más oportunidades para acceder al mercado laboral y conseguir un nivel
mínimo de seguridad económica, las barreras a la maternidad son menores
(aunque la interpretación de la asociación entre dos variables es ambigua, y la
explicación podría consistir en que las mujeres con más hijos tienen mayor
necesidad de trabajar, o que hay una tercera causa que explica ambos
fenómenos como, por ejemplo, unas mejores políticas de conciliación).
En la medida en que los riesgos sociales sean un determinante relevante de la
baja fertilidad, las intervenciones públicas más adecuadas no deberían pasar
por las políticas de familia, sino por los ámbitos de la educación, el mercado
laboral, la protección de la desocupación y el mercado de la vivienda.
4. Las asimetrías en las relaciones de género: algunos autores han sugerido
que la intensidad del declive de la fertilidad en los países mediterráneos podría
estar causada por el conflicto entre el nuevo rol y preferencias de las mujeres y
la persistencia del modelo de familia tradicional basado en la asimetría de roles
entre géneros. A este respecto, la decisión de una mujer de ser madre (o de
volver a serlo) podría depender del grado de participación del padre (real o
esperado) en la atención de los hijos, con lo que la preeminencia de ciertos
valores familiares tradicionales estaría actuando en contra de la fertilidad
(McDonald, 2002; Esping-Andersen, 2007). A favor de esta teoría, algunos
estudios en países escandinavos muestran que la participación del padre en la
atención del primer hijo (y más específicamente, acogerse al permiso de
paternidad) está significativamente asociada a la probabilidad de una segunda
maternidad (Duvander y Andersson, 2003). Resulta incierto, sin embargo, en
qué grado pueden contribuir las políticas públicas a suavizar este conflicto.
22
3. ¿Pueden las políticas públicas incrementar la fertilidad?
Vistos los determinantes de la fertilidad, ¿pueden las políticas públicas hacer más fácil
(o menos costoso) tener hijos? En tal caso, ¿qué instrumentos son los más efectivos y
sobre qué grupos de población tienen un mayor efecto? La formulación de políticas
públicas explícitamente dirigidas a facilitar la fertilidad se ha ido extendiendo entre los
países industrializados, a medida que se han hecho más evidentes las consecuencias
inciertas de una baja fertilidad sobre la viabilidad del estado del bienestar y desde que
se han definido las intervenciones con el objetivo de eliminar las barreras que
encuentran las personas para realizar sus deseos de fertilidad. El grado de adaptación
de las instituciones a los cambios en las aspiraciones de las mujeres en cuanto a la
educación, la ocupación y los derechos reproductivos puede ser considerado un
determinante de la fertilidad de propio derecho, y es, posiblemente, el factor causal
más importante que subyace al incremento de la fertilidad en determinados países a
partir de los años noventa.
En este capítulo nos preguntamos en qué consisten estas adaptaciones y qué políticas
consiguen hacer el estado del bienestar más sensible a las necesidades de las
personas que quieren formar familias, si bien la relativa novedad de este objetivo en
las políticas públicas, así como la complejidad y diferente susceptibilidad a la
intervención pública de los múltiples determinantes de la fertilidad dificultan las
respuestas. Abordamos primero la cuestión sobre qué hacen los gobiernos para
intentar facilitar la fertilidad y, a continuación, qué es lo que parece funcionar mejor a la
vista de la evidencia empírica acumuladas hasta la fecha.
3.1 ¿Qué hacen los gobiernos para incrementar la fertilidad?
La mayoría de las intervenciones públicas de fomento de la fertilidad no son
intervenciones genuinamente nuevas, sino un desarrollo de políticas de apoyo a las
familias preexistentes, a las que se ha incorporado el objetivo del incremento de la
fertilidad (añadiéndolo a otros, como la protección y la garantía de igualdad de
oportunidades de la infancia, la conciliación de la vida laboral y familiar o la igualdad
de géneros; véase el cuadro 3.1):
1) El apoyo económico a las familias con niños, dirigido a compensar parte de
los costes asociados a los niños. De acuerdo con la teoría económica, abaratar
la opción de tener un hijo debería aumentar su «demanda» y, por tanto, la
fertilidad. Las políticas de apoyo económico se dividen en dos grandes
categorías:
Las prestaciones económicas por hijos a cargo, que implica la
transferencia de una ayuda monetaria a las familias, cuya cantidad y
duración suele variar según la edad de los hijos, la estructura del hogar,
23
el número de hijos previos, la renta del hogar, la edad de la madre y/o la
situación laboral de los progenitores (generalmente de la madre). En
algunos países adoptan la forma de un único pago al nacer el niño
(conocido como baby bonus o cheque-bebé), mientras que en otros
implica el abono de una cantidad periódica (generalmente anual o
mensual) hasta que el niño tiene una edad determinada.
Cuadro 3.1 La multiplicidad de objetivos de las políticas de apoyo a las familias
Las políticas de apoyo a las familias, como las prestaciones por niño a cargo, los servicios para
la atención de los niños y las medidas para facilitar la conciliación no suelen tener como único
objetivo facilitar la fertilidad. De hecho, el objetivo natalista a menudo no es explícito, aunque la
influencia potencial de estas políticas públicas sobre las decisiones reproductivas de la
población está clara. Entre los objetivos complementarios de las políticas de familia destaca la
protección de la infancia, la garantía de la igualdad de oportunidades de los niños y la igualdad
de oportunidades entre hombres y mujeres.
El apoyo económico a las familias (más allá de «abaratar» el coste de los niños y aumentar su
cantidad) suele tener por objetivo mejorar la calidad de tenerlos, mediante acciones que
facilitan a las familias la adquisición de bienes y servicios relacionados con el bienestar material
de sus hijos (ropa, comida) o con su desarrollo cognitivo (libros, guarderías). En la medida en
que estas ayudas tienen la renta como condicionante, el objetivo suele centrarse en garantizar
el bienestar de los niños de las familias más vulnerables. En ocasiones, el apoyo económico se
condiciona de forma combinada con un nivel de renta bajo, como la participación laboral de las
madres, para así incrementar la inserción laboral de los beneficiarios de los programas de
protección social, prevenir que la maternidad provoque la desconexión del mercado laboral e
incrementar la renta de los hogares pobres por el efecto combinado del salario y la ayuda
económica (y mejorar, por consiguiente, el bienestar de los niños).
Existe un medio alternativo por el cual las ayudas económicas pueden incrementar el bienestar
de los niños: las familias pueden emplear la ayuda para comprar tiempo libre y quedarse en
casa con ellos (es decir, emplear el apoyo económico para alargar el permiso de maternidad o
paternidad más allá del periodo remunerado, o quedarse más tiempo sin buscar trabajo). De
hecho, las conclusiones de González (2011) indican que este fue el principal efecto del cheque-
bebé de 2.500 euros introducido en España en el año 2007: el gasto en bienes y servicios
relacionados con los niños no varió, pero se incrementó el tiempo que pasaba la madre con el
niño. En la medida en que esta dedicación adicional en el primer año de vida revierte en el
bienestar del niño (en comparación con otras formas de atención), este impacto será positivo.
Por el contrario, si alargar este periodo de salida al mercado laboral compromete la futura
participación laboral de la madre, puede llegar a implicar una reducción de la renta familiar a
medio y largo plazo.
De forma similar, la universalización de la educación en la primera infancia mediante el acceso
gratuito o a precios reducidos a las guarderías suele tener el doble objetivo de facilitar la
participación laboral de los progenitores (para evitar que los hijos comprometan las opciones
laborales de los progenitores) y promover el desarrollo cognitivo de los niños. Sobre este punto
existe mucha literatura que corrobora la importancia que tiene la educación en la primera
infancia sobre el éxito educativo posterior.
24
Las deducciones fiscales por hijo a cargo, que suelen variar según
los mismos parámetros que las prestaciones económicas. La
vinculación de esta forma de apoyo económico al impuesto sobre la
renta suele condicionar su percepción a la participación en el mercado
laboral de al menos uno de los progenitores. En ocasiones, sin
embargo, las deducciones fiscales son reintegrables, de tal manera que
los declarantes con hijos a cargo pueden tener derecho a una
devolución superior a lo que tengan que pagar en concepto de renta (es
decir, las familias pueden cobrar el 100 % de la prestación aunque no
tengan trabajo o aunque la cantidad de la prestación supere sus
obligaciones fiscales). En estos casos, las deducciones son
conceptualmente análogas a las prestaciones económicas, y tan solo
varía el mecanismo de pago.
En la tabla A.1 del Apéndice, se recogen las prestaciones y deducciones
fiscales reintegrables vigentes en el año 2007 en los países de la OCDE. En
más de la mitad de los países, las prestaciones son universales y las
cantidades percibidas son independientes de la renta familiar, si bien en la
mayoría de países varía según la edad y el orden del niño. Los países en los
que la prestación universal es más generosa son Hungría, Irlanda y
Luxemburgo, donde la transferencia para una familia con un hijo excede el 5 %
del sueldo medio nacional. Por otra parte, en la tabla 3.1 se muestra cómo
entre 1980 y 2007 el gasto público respecto al PIB en estos dos tipos de ayuda
ha disminuido un 24,5 % de media en el conjunto de los países de la OCDE.
No obstante, la tendencia entre países es bastante dispar: en más de la mitad
se ha reducido, incluyendo el Estado español, siendo los Estados Unidos y los
Países Bajos donde la reducción ha sido más drástica. Por el contrario, en
nueve países, el peso de las prestaciones y créditos fiscales reintegrables a las
familias ha aumentado, hasta más del doble de la referencia de 1980 en el
caso de Australia y Japón.
2) Los servicios para la atención de los niños gratuitos o subvencionados.
Fundamentalmente se trata de servicios formales de guardería para la primera
infancia y actividades fuera del horario escolar, proporcionados mediante
fórmulas de provisión pública directa o concertada con el sector privado o no
lucrativo. La provisión de estos servicios pretende evitar que las parejas se
encuentren en la disyuntiva de tener que renunciar a sus deseos de fertilidad o
a sus expectativas laborales, o a condicionar su decisión a la disponibilidad de
apoyos familiares que permita hacer compatibles ambas opciones. En tanto
que ayudan a hacer compatible la maternidad con la participación en el
mercado laboral, estos servicios reducen los costes de oportunidad asociados
a los niños y, al menos teóricamente, deberían incrementar su demanda. En
ausencia de intervención pública, el coste de estos servicios en el mercado
privado tiende a ser inasequible para una parte sustancial de la población, y
puede ser concebido como un impuesto regresivo implícito sobre las rentas del
trabajo de las familias, ya que el coste representa una proporción mayor de la
25
renta cuanto más bajo es el salario (Esping-Andersen, 2007). De acuerdo con
los datos de la OCDE, España ocupa una posición singular en relación con los
servicios de atención a los niños para los menores de tres años, ya que
combina una tasa de uso relativamente elevada (37,5 % en 2008, superior a la
media de la OCDE (con un coste medio de los servicios para las familias
excepcionalmente elevado (30,3 % del salario medio, si esta cifra, la última
disponible, es del año 2004) (OCDE, 2010).
Tabla 3.1 Gasto público en prestaciones y deducciones fiscales reintegrables por niño a
cargo respecto al PIB (OCDE)
País 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2006 2007 2007 respecto a
1980 Austria 2,37 2,05 1,78 1,95 1,99 2,20 2,09 1,97 -16,9 %
Luxemburgo 1,38 1,14 1,26 1,64 1,95 1,99 1,88 1,77 28,3 %
Australia 0,62 0,60 0,59 1,11 2,17 1,96 1,83 1,65 166,1 %
Bélgica 2,77 2,39 1,96 1,91 1,67 1,48 1,46 1,43 -48,4 %
Nueva Zelanda 1,32 1,00 0,94 0,79 0,90 0,89 1,32 1,37 3,8 %
Irlanda 0,79 0,94 0,82 0,77 0,75 1,30 1,28 1,30 64,6 %
Francia 1,78 1,98 1,15 1,20 1,08 1,04 1,04 1,02 -42,7 %
Suiza 1,01 0,97 0,88 1,03 1,01 1,02 0,98 0,95 -5,9 %
Dinamarca 0,82 0,52 0,94 0,99 0,99 0,99 0,95 0,94 14,6 %
OCDE Media 1,06 0,94 0,87 0,95 0,89 0,85 0,83 0,80 -24,5 %
Alemania 1,42 0,98 0,76 0,95 0,97 1,07 0,78 0,80 -43,7 %
Finlandia 0,73 0,73 0,77 1,54 1,05 0,91 0,86 0,79 8,2 %
Reino Unido 1,30 1,30 0,83 0,88 0,91 0,77 0,75 0,75 -42,3 %
Suecia 0,90 0,91 0,85 0,94 0,84 0,78 0,80 0,75 -16,7 %
Noruega 0,90 0,90 1,20 1,24 0,85 0,74 0,66 0,64 -28,9 %
Islandia .. .. 1,36 1,11 0,57 0,55 0,57 0,63
Canadá 0,57 0,51 0,40 0,63 0,65 0,67 0,64 0,62 8,8 %
Países Bajos 1,93 1,69 1,13 0,97 0,71 0,62 0,60 0,59 -69,4 %
Portugal 0,54 0,52 0,40 0,42 0,38 0,45 0,44 0,44 -18,5 %
Polonia .. .. 1,39 0,64 0,51 0,54 0,43 0,42
Grecia 0,27 0,26 0,27 0,63 0,46 0,44 0,42 0,41 51,9 %
Italia 0,84 0,66 0,49 0,27 0,40 0,36 0,34 0,39 -53,6 %
Japón 0,15 0,14 0,10 0,11 0,15 0,23 0,27 0,30 100,0 %
Rep. Checa .. .. 1,58 0,87 0,58 0,38 0,34 0,29
España 0,38 0,18 0,09 0,14 0,14 0,23 0,22 0,22 -42,1 %
Chile .. .. 0,45 0,32 0,33 0,24 0,22 0,21
EE. UU. 0,46 0,37 0,22 0,30 0,14 0,12 0,11 0,10 -78,3 %
Fuente: elaboración propia a partir de datos de la OECD Family Database
26
3) La regulación y el fomento de la conciliación en el lugar de trabajo.
Incluye, por una parte, la regulación y cobertura de los periodos de permiso
remunerado por maternidad y paternidad, los cuales están extendidos
internacionalmente, pero difieren sustancialmente en términos de duración
máxima, porcentaje del salario cubierto y flexibilidad (incorporando, por
ejemplo, la posibilidad de reducir jornada, de prolongar el permiso con un
periodo no remunerado o de distribuir el permiso entre los dos progenitores).
Por otra parte, incluye la promoción de condiciones flexibles en el lugar de
trabajo para facilitar la conciliación de las responsabilidades laborales y
familiares, como la flexibilidad en el horario de trabajo, la racionalización de los
horarios para evitar el conflicto con las responsabilidades familiares, los
permisos de corto plazo para hacer frente a contingencias derivadas de la
atención de los niños y, en general, las medidas que reducen en el lugar de
trabajo las barreras innecesarias a la conciliación entre la atención a los niños y
la participación laboral. En tanto en cuanto estas medidas contribuyen a evitar
que la formación de una familia comprometa el mantenimiento y desarrollo de
la carrera profesional de los progenitores, deberían reducir los costes de
oportunidad de los niños e incrementar la fertilidad.
4) Actuaciones de difusión y promoción de los beneficios individuales y
colectivos derivados de los niños, con el fin de emitir el mensaje de que los
niños son un bien colectivo y que los que deciden tenerlos recibirán el apoyo
de las administraciones y la sociedad. Este tipo de actuaciones puede incluir
tanto campañas de comunicación como fórmulas de apoyo indirectas o
simbólicas, como la programación de actuaciones culturales y de ocio para
niños o descuentos en el uso de los servicios públicos para las familias con
niños. Se espera que su efecto sobre la fertilidad llegue a través de un cambio
a largo plazo del etos de la sociedad en relación con el cuidado de los niños
(Sleebos, 2003)
5) Cobertura pública de las técnicas de reproducción asistida. Dado que la
reducción de la fertilidad se debe, al menos en parte, a la posposición de la
reproducción hasta edades en las que la infertilidad biológica es más
prevalente, facilitar el acceso a las técnicas de reproducción asistida se
convierte en un posible mecanismo para incrementar las tasas de fertilidad. En
este caso, no se trata de reducir los costes derivados de tener un niño, sino de
hacer posible que las decisiones de tener hijos deriven, efectivamente, hacia la
concepción y nacimiento de niños (OCDE, 2011).
27
Cuadro 3.2 ¿Es posible saber qué funciona para incrementar la fertilidad?
La evidencia acumulada sobre la efectividad de las políticas públicas para incrementar la
fertilidad es relativamente escasa y de discutida solidez, ya que se trata de un tipo de
investigación que tiene que enfrentarse a retos metodológicos nada despreciables:
La variable utilizada para medir el éxito de las intervenciones suele ser el indicador
coyuntural de fertilidad, el cual es muy sensible a los cambios en el «tempo» de la
maternidad. Por este motivo, hay que esperar a que transcurran bastantes años antes
de poder distinguir si el impacto de una política supone un incremento real del número
de hijos por mujer al final de su ciclo fértil o solamente consigue que se tengan hijos a
edades más tempranas.
La medida del apoyo a las familias con hijos como variable explicativa de la fertilidad
suele ser compleja. El apoyo público suele adoptar formas muy diversas (prestaciones
económicas, deducciones fiscales, subvenciones a los servicios para los niños) con
reglas cambiantes (según la edad del niño y la renta, estructura o tamaño del hogar),
de modo que resulta difícil caracterizar este apoyo, así como aislar el efecto de una
determinada política respecto a otros cambios en el conjunto de formas de apoyo
público.
Existen relaciones de causalidad cruzada entre las decisiones reproductivas y la
situación laboral y económica de los miembros de los hogares. La fertilidad puede estar
determinada por factores laborales, económicos y de estructura del hogar y, al mismo
tiempo, la proclividad de las mujeres a la fertilidad puede determinar decisiones previas
formativas, laborales y de formación del hogar. En la medida en que se confunden
causas y efectos, la estimación de impactos de las políticas se hace más compleja y
susceptible a sesgos.
La relación entre una determinada intervención pública y el impacto sobre la fertilidad
no es inmediata. Es muy probable que requiera un lapso de tiempo de magnitud no
conocida hasta influir en las decisiones de las parejas y hasta que estas decisiones se
materialicen. Este lapso, además, puede depender de la interacción con otros
fenómenos o políticas.
La disponibilidad de paneles de datos individuales que siguen a los mismos individuos
a lo largo de periodos largos de su vida (idealmente desde antes de llegar a la edad
reproductiva) sigue siendo bastante baja. En ausencia de este tipo de fuente de
información, los diseños de las evaluaciones son más vulnerables a la producción de
resultados sesgados.
28
3.2 ¿Funcionan las prestaciones por niño a cargo?
En la tabla 3.2 se recogen los nueve estudios de evaluación identificados sobre
programas de apoyo económico a las familias con niños a cargo, se describe el tipo de
ayuda evaluado y el país donde se ha aplicado, además de aportar un resumen de los
resultados.
En síntesis, las evaluaciones identificadas ofrecen una respuesta poco concluyente a
la pregunta que da título a esta sección. Una serie de estudios tiende a identificar un
impacto positivo y estadísticamente significativo, pero pequeño, de las ayudas
económicas sobre los indicadores de fertilidad. Además, este impacto parece estar
más asociado con un efecto sobre el adelanto del momento de la maternidad que
sobre el incremento genuino del número total de hijos por mujer. Por ejemplo, Gauthier
y Hatzius (1997) estiman que un incremento del 25 % del importe de las prestaciones
respecto al valor medio de los países de la OCDE produciría un aumento de 0,07 hijos
por mujer. Drago et al. (2009) estiman un pequeño impacto significativo del cheque-
bebé en Australia, de modo que cada nacimiento adicional causado por la prestación
tiene un coste de entre 90.000 y 300.000 euros, lo cual les lleva a señalar la
conveniencia de considerar políticas alternativas. Boccuzzo et al. (2008) estiman un
crecimiento de entre el 2 y el 3 % del número de nacimientos en Friuli-Venezia Giulia,
pero no descartan que parte de este efecto se deba a que las mujeres se convierten
en madres a edades más tempranas. Más pesimista es el análisis de diversos países
europeos realizado por Kaljiw (2010), el cual estima que un incremento del 10 % en el
gasto en las prestaciones por niño a cargo no tendría ningún impacto ni sobre el
calendario de la maternidad ni sobre la fertilidad completada.
Por el contrario, otros estudios han llegado a la conclusión de que las prestaciones
tienen efectos positivos de magnitud sustancial. Destacan Cohen et al. (2007) que
encuentran que la prestación de Israel incrementó la fertilidad del país en un 7,8 %. En
Quebec, Milligan (2005) estima un incremento del 12 % en la fertilidad asociado a una
prestación concentrada en los hijos de orden tres y superior. Laroque y Salanie (2008)
simulan que un incremento del apoyo económico a las familias con niños equivalente a
150 euros por niño al mes conduciría a un incremento de la fertilidad francesa del
14 % (0,3 hijos por mujer).
¿Por qué no es más claro el efecto de las prestaciones sobre la fertilidad? Thévenon y
Gauthier (2011) y Kaljiw (2010) piensan que las razones radican, primero, en que las
prestaciones económicas subvencionan los costes directos, pero tienen un efecto muy
débil sobre los costes de oportunidad de la maternidad, los cuales parecen tener un
peso sustancialmente mayor en las decisiones reproductivas. Segundo, incluso en lo
que respecta a los costes directos, el importe de las prestaciones en la mayoría de
países es bastante modesto y cubre una proporción pequeña de los costes derivados
de los niños, y únicamente de sus primeros años de vida. En este sentido, hay que
destacar que los tres estudios que identifican impactos de mayor magnitud
corresponden a países con prestaciones particularmente generosas. Hay que tener en
29
cuenta, por otra parte, que la disparidad de las conclusiones de los distintos estudios,
más allá de explicarse por diferencias metodológicas en las evaluaciones, pueden
estar indicando tanto los efectos diferenciales según el diseño de la prestación
(importes, duración, complementos, forma de pago, criterios de elegibilidad,
estabilidad de la ayuda a lo largo del tiempo, etc.), como las diferencias existentes
entre países en lo que respecta a otros factores que afectan a las decisiones
reproductivas. No existe, necesariamente, un solo tipo de política pública que funcione
universalmente bien en cualquier momento y contexto. Por otra parte, es posible que
los impactos sobre la fertilidad sean relativamente pequeños para el conjunto de una
población, pero más importantes para un grupo específico. En primer lugar, hay
motivos teóricos para anticipar que las prestaciones económicas deberían de tener un
impacto más grande en las familias con hijos previos, dado que:
Se acepta generalmente que el coste marginal de un hijo decrece a medida
que el número de hijos aumenta. Por ejemplo, Milligan (2005) estima que el
coste de un primer hijo para los canadienses es de 7.935 dólares canadienses,
de 6.348 al tener el segundo hijo y de 5.324 al tener el tercero. Dado que el
coste es decreciente, el pago de una cantidad fija por hijo adicional debería de
generar un impacto más elevado para los hijos de orden superior.
En varios países, el propio diseño de la prestación no prevé una cantidad fija,
sino que aumenta con los hijos de orden superior (Francia, Suiza).
Las familias pueden desconocer la existencia de la prestación hasta que nace
su primer hijo. En estos casos, la ayuda solamente actúa de incentivo para las
decisiones reproductivas a partir del segundo hijo.
A pesar de ello, la evidencia acumulada sobre este efecto diferencial no es nada
concluyente. Gauthier y Harzius (1997) concluyen que el efecto es más grande sobre
la decisión de tener un primer hijo. Por el contrario, Milligan (2005) concluye que el
impacto crece con el orden de los hijos. Laroque y Salanie (2008) encuentran que el
efecto es significativo para la decisión de tener primeros y terceros hijos, e
insignificante para la decisión de tener un segundo, y a una conclusión similar llegan
también Azmat y González (2010). Boccuzzo et al. (2008) y Bonoli (2008) estiman que
el impacto es especialmente grande para quien ya tiene dos hijos previos, mientras
que Drago et al. (2009) ven que el efecto es significativo para quien ya tiene al menos
un hijo.
En segundo lugar, el impacto de la prestación debería de ser superior para los hogares
con un nivel de renta menor, ya que en estos casos los costes directos e indirectos de
tener un hijo suelen ser menores y, por tanto, la prestación representa un porcentaje
mayor sobre estos costes. Esto ocurre tanto porque el gasto en bienes y servicios en
niños es menor como porque los costes de oportunidad asociados a la maternidad son
inferiores para las mujeres con un nivel formativo más bajo y para las laboralmente
inactivas (ya que la pérdida de renta asociada es menor o inexistente). En este caso,
los resultados de las evaluaciones revisadas son más coincidentes con la teoría.
30
Cohen et al. (2007) identifican un efecto más importante entre las mujeres con una
renta menor, y Boccuzzo et al. (2008) y Azmat y González (2010) entre las que tienen
un nivel formativo inferior. Por el contrario, otros estudios no identifican efectos
diferenciales según las características sociodemográficas de la madre o el hogar;
Milligan (2005) encuentra incluso que el impacto es sustancialmente mayor para las
familias con más renta.
31
Tabla 3.2 Evaluaciones de prestaciones y deducciones fiscales reintegrables por niño a cargo
Autores País Tipo de ayuda Unidad Resultados Diferencias por grupos
Gauthier y Hatzius (1997)
22 países de la OCDE
Prestaciones económicas a las familias por hijos a cargo en el periodo 1970-1990.
Países Impacto positivo y estadísticamente significativo de las ayudas, pero bastante pequeño: un incremento del 25 % respecto al valor medio de las ayudas implicaría un incremento medio de 0,07 hijos por mujer a largo plazo.
La prestación tiene un efecto más grande sobre la decisión de tener un primer hijo que sobre los hijos de orden superior.
Milligan (2005) Quebec Prestación universal por hijo a cargo, iniciada el año 1988. Para los primeros hijos, la prestación era de 500 dólares canadienses en el momento del nacimiento, para los segundos hijos se le añadió un segundo pago de 500 dólares en el momento del primer aniversario, y para los terceros y posteriores de 8.000 (a partir de 1992), distribuidos en 20 pagos trimestrales de 400 dólares canadienses. Estas cantidades implicaban el 1,3 % de los costes medios de los primeros cinco años de un primer hijo, el 3,2 % del segundo y el 30,1 % de los terceros y posteriores. La prestación fue eliminada el año 1997 y sustituida por un incremento de las subvenciones a los servicios de atención a los niños (especialmente guarderías), sobre la percepción de que no había tenido un impacto positivo sobre la fertilidad.
Individuos Impacto positivo y de magnitud considerable sobre la fertilidad: un incremento del 12 % de la fertilidad media. El estudio estima que un aumento de 1.000 dólares canadienses en el primer año incrementaría la probabilidad de tener un hijo en un 16,9 %.
De acuerdo con el diseño de la prestación, el impacto crece con el orden de los hijos: un 9,8 % para los que no tienen hijos previos, un 13,1 % para los que ya tienen uno y un 24,7 % para los que tienen al menos dos hijos (correspondientes a cuatro puntos porcentuales para el primer grupo de familias y ocho puntos para los otros dos grupos). El efecto de la prestación es más grande para las familias con mayor renta (el efecto se triplica para familias con una renta superior a los 100.000 dólares canadienses).
Cohen, Dehejia y Romanov (2007)
Israel Introducida en 1959; universal desde 1975 para hijos menores de 18 años. Consiste en una prestación mensual a las familias por cada hijo, con un valor medio para el periodo 1999-2005 de 83 dólares mensuales por hijo. Una reforma del año 2003 redujo sustancialmente la cuantía de las ayudas y eliminó la progresividad según el orden del hijo (la reducción más grande fue, por tanto, para las familias grandes), sin alterar las reglas de elegibilidad. El coste de la prestación es muy elevado para los estándares internacionales (suponía el 1,5 % del PIB de Israel en 2000; y un 0,9 % en 2004, después de la reducción). La ayuda puede llegar a constituir entre el 20 y el 30 % de la renta en los hogares pobres.
Individuos Entre 1999 y 2005, la ayuda tiene un efecto significativo y de magnitud considerable sobre la fertilidad (incremento del 7,8 % asociado a la prestación). Con la reforma de 2003, efecto negativo sobre la fertilidad significativo y considerable (reducción de la fertilidad entre un 0,8 % y un 1,5 %).
El efecto de la prestación se concentra en los hogares por debajo de la mediana de renta y los nuevos inmigrantes. No existen diferencias según el grupo religioso.
32
Tabla 3.2 Evaluaciones de prestaciones y deducciones fiscales reintegrables por niño a cargo (cont.)
Autores País Tipo de ayuda Unidad Resultados Diferencias por
grupos
Bonoli (2008)
Suiza Disponibilidad de guarderías por cada 1.000 mujeres con trabajo y cantidad de la prestación por niño a cargo (progresiva según el orden del hijo).
Cantones La asociación entre la generosidad de la prestación y la tasa de fertilidad cantonal es positiva y significativa, tanto cuando se utilizan los valores medios del periodo 2000-2003, como cuando se utiliza la variación de la tasa de fertilidad entre 1980 y 2000.
La asociación más relevante es la de la prestación por hijos de tercer orden y superiores.
Laroque y Salanié (2008)
Francia Conjunto de prestaciones económicas, desgravaciones, deducciones y créditos fiscales, incluidas ayudas universales asociadas a la renta y a la ocupación (y excluidas las ayudas para guarderías). El sistema de ayudas a las familias con niños es particularmente generoso, y supone el 0,8 % del PIB.
Individuos El apoyo económico a las familias con niños tiene un efecto significativo y considerable sobre la fertilidad: un incremento de 150 euros por niño al mes, el cual tendría un coste directo del 0,3 % del PIB, generaría un impacto de 0,3 puntos en el número de hijos por mujer (un 14 %), y una reducción de la participación laboral femenina de 0,5 puntos.
Los incentivos económicos tienen un efecto especialmente grande en la decisión de tener primeros y terceros hijos, e insignificante en la decisión de tener un segundo.
Boccuzzo, Caltabiano, Dalla Zuanna y Loghi (2008)
Friuli-Venezia Giulia (FVG), (Italia)
Cheque-bebé para mujeres casadas y de nacionalidad italiana; progresivo según el orden del hijo (ninguna ayuda para los primeros hijos, 3.000 euros para los segundos y 4.600 euros para los terceros y siguientes); y condicionado a un umbral de renta relativamente alto (25.803 euros para las mujeres con un hijo y 46.481 euros para las mujeres con dos o más hijos). Instituido el año 2000, y modificado en 2004, con una reducción sustancial de la cantidad de la ayuda y el umbral de renta, y ampliación de la elegibilidad a mujeres no casadas y extranjeras con cinco años de residencia en FVG.
Individuos Impacto estimado en mil nacimientos adicionales (en cuatro años), que representaron un incremento del 2-3 % de los nacimientos totales y un 20 % respecto a los de grado tres o superiores. Los autores no descartan que el efecto pueda ser debido a un adelanto en el calendario de la maternidad, sin efectos sobre la fertilidad completada de las cohortes afectadas.
El efecto es concentrado en las mujeres con menor nivel formativo (indicador de menor renta) y con hijos previos (especialmente con dos). Sin efecto sobre las mujeres sin hijos.
Drago, Sawyer, Sheffler, Warren y Wooden (2009)
Australia Cheque-bebé universal, de importe independiente de las características de la madre y del hogar. Iniciado a mediados de 2006 con un importe de 3.000 dólares australianos, incrementados hasta los 5.000 en 2008 (aproximadamente 3.600 euros). En 2009, una reforma introdujo un umbral de renta familiar anual de 150.000 dólares australianos. Sin embargo, corresponde al periodo previo a esta reforma.
Individuos Incremento pequeño, pero estadísticamente significativo, de la fertilidad. La reducida medida del impacto hace que el coste marginal por niño adicional nacido por efecto de la prestación sea de entre 124.000 y 426.000 dólares australianos, según la estimación (entre 90.000 y 300.000 euros, aproximadamente), indicando la conveniencia de considerar políticas alternativas de promoción de la fertilidad.
El efecto sobre la fertilidad es mayor para las mujeres con, al menos, un hijo previo. No se detectan efectos diferenciales respecto a otras características de la madre o el hogar.
33
Tabla 3.2 Evaluaciones de prestaciones y deducciones fiscales reintegrables por niño a cargo (cont.)
Autores País Tipo de ayuda Unidad Resultados Diferencias por grupos Azmat y González (2010)
España Reforma impositiva de 2003, por la cual: 1) Se incrementó sustancialmente la deducción por hijos a cargo (hasta los 1.400 para el primer hijo, 1.500 para el segundo, 2.200 para el tercero y 2.300 para el cuarto y siguientes, con un complemento de entre 300 y 1.200 euros para los hijos menores de 3 años), con el objetivo de incrementar la fertilidad. 2) Se introdujo un «crédito fiscal» de 1.200 euros anuales para madres con hijos menores de tres años condicionada a la participación en el mercado laboral, con el objetivo de facilitar la conciliación.
Individuos
Incremento del 5 % (0,003 hijos por mujer) en la tasa de natalidad y del 2,0 % (del 47 al 48 %) en la tasa de ocupación de las madres de hijos menores de 3 años.
El efecto sobre la fertilidad es mayor para mujeres sin titulación de secundaria, las menores de 31 años y las que ya tenían dos hijos (7,6 %, aunque no significativo) o que no tenían ninguno (7 %), respecto a las que ya tenían uno.
Kalwij (2010) Europa (16 países de Europa occidental)
Gasto público nacional en prestaciones por niños a cargo, permisos de maternidad y paternidad y subvenciones a mujeres trabajadoras por servicios de atención a los niños (básicamente guarderías).
Individuos
En el periodo 1980-2003, el gasto en prestaciones creció un 26 %, el gasto en permisos un 76 % y las subvenciones a los servicios de atención a los niños un 158 %. Conjuntamente, este incremento ha provocado un decremento del 19 % en la tasa de mujeres de 36 a 40 años sin hijos, y un incremento de la tasa de fertilidad completada del 8,3 %. Un incremento del 10 % en el gasto en prestaciones por niño a cargo no tendría ningún impacto en el «tempo» de la maternidad ni en la fertilidad completada. El mismo incremento en el gasto en permisos de maternidad y paternidad conduciría a un decremento del 3,2 % de la infecundidad en el grupo de mujeres de 36 a 40 años, pero no tendría ningún efecto significativo sobre la fertilidad completada. Finalmente, un incremento del 10 % en las subvenciones para los servicios de atención a los niños no tendría un impacto significativo en el porcentaje de mujeres que tienen hijos, pero aumentaría la fertilidad completada en un 0,4 %
34
3.3 ¿Funcionan mejor las otras políticas de familia?
La evidencia empírica tampoco es concluyente en relación con las políticas que, más allá
de ofrecer un apoyo económico, ayudan a reconciliar la maternidad con la ocupación y
que, en consecuencia, inciden más directamente sobre los costes de oportunidad
derivados de los hijos.
Los permisos de maternidad y paternidad tienen un efecto ambiguo sobre las decisiones
de fertilidad: en tanto que aportan una renta sustitutoria y mantienen del vínculo con el
puesto de trabajo durante los primeros meses de vida de los bebés, la duración y
remuneración de estos permisos deberían de estar asociados con una mayor fertilidad.
No obstante, al ser un incentivo vinculado a la participación laboral, podría también actuar
como factor dilatador, e inducir a las mujeres a retrasar la maternidad hasta que estén lo
suficientemente bien establecidas en el mercado laboral como para poder disfrutar de ese
derecho (OCDE, 2011). En la práctica, el impacto de este tipo de medida es poco claro y
parece, en cualquier caso, pequeño. Kaljiw (2010) concluye que, efectivamente, la
generosidad de los pagos durante el permiso tiene un efecto positivo sobre la fecundidad
de las mujeres de entre 36 y 40 años, que no llega a alterar la fertilidad completada.
Antes, Gauthier y Hautzius (1997) habían encontrado que el efecto era estadísticamente
no significativo.
Por el contrario, las evaluaciones sobre la disponibilidad de servicios de guardería
obtienen resultados más claros. Para Kaljiw (2010), esta es la única medida
significativamente asociada a un aumento de la fertilidad completada, por medio de un
incremento de los hijos de segundo y tercer orden. Al comparar distintos países, Luci y
Thévénon (2011) también encuentran que, de forma transversal, el porcentaje de niños
matriculados en guarderías está muy asociado con el indicador coyuntural de fecundidad,
si bien las variaciones en este porcentaje tienen una influencia muy pequeña sobre las
variaciones en la fertilidad. Analizando las comunidades autónomas del Estado español
entre 1994 y 2001, Baizan (2009) estima que cada punto porcentual adicional en el
porcentaje de niños menores de tres años matriculados en guarderías está
significativamente asociado a un incremento de al menos el 5 % en la fertilidad. El efecto
de la disponibilidad de servicios de guardería es significativo tanto para los primeros hijos
como para los de grado superior.
Finalmente, la evidencia del efecto de las técnicas de reproducción asistida sobre la
fertilidad es aún muy limitada y apunta a que pueden contribuir potencialmente a
incrementar las tasas de fertilidad, si bien a un coste elevado. Habbema et al. (2009), por
ejemplo, estiman que si todas las parejas con problemas de fertilidad de los países
industrializados tuvieran acceso a la fertilización in vitro, el indicador coyuntural de
fertilidad se incrementaría entre 0,08 y 0,12 hijos.
35
4. Evaluación del impacto de la prestación por hijo a cargo en Cataluña
En este capítulo se evalúa de forma empírica el impacto de la prestación por hijo a cargo
en Cataluña, que se introdujo en el año 1999 con diversas modificaciones posteriores. Se
contempla el efecto de la prestación sobre tres dimensiones: la fertilidad, la conciliación
de la vida familiar y laboral y el bienestar y la calidad de vida de las familias. La
metodología utilizada es principalmente de dobles diferencias, es decir, se compara la
evolución de las variables de interés en la población pertinente en Cataluña antes y
después de la introducción o expansión de la prestación, utilizando como grupo de control
la población equivalente de otras comunidades autónomas que no introdujeron reformas
similares en la misma época.
Los resultados sugieren que la prestación tuvo un impacto positivo y significativo sobre la
fecundidad en Cataluña, que aumentó hasta un 6 % como consecuencia de la ayuda.
Este efecto se debe, principalmente, a un aumento en la natalidad entre mujeres de nivel
educativo bajo (y medio). El efecto es evidente tanto entre la población de mujeres nativas
como de origen inmigrante, y es más pronunciado entre mujeres que ya tenían hijos.
Respecto al impacto de las ayudas sobre el bienestar material de las familias, se
documenta que la familia «mediana» que recibió la ayuda en el año 2008 contaba con una
renta anual de unos treinta y un mil euros, de tal modo que la prestación supuso un
aumento de un 2 % de su renta, aproximadamente. El impacto fue mayor para las familias
de la parte baja de la distribución de la renta: sobre un 3 % para las familias en el percentil
25, y más del 5 % solamente para la décima parte más pobre de las familias. Asimismo,
también se documenta que la prestación permite a las familias de rentas bajas cubrir gran
parte de los gastos asociados al bebé: más del 30 % de estos gastos para la cuarta parte
de las familias de renta más baja, según la estimación más conservadora.
En último lugar, el análisis de la actividad laboral de las madres con hijos pequeños revela
que la prestación tuvo efectos desiguales sobre la conciliación para distintos grupos de
mujeres. Recibir la prestación se asocia con una menor participación en el mercado de
trabajo en el caso de las madres jóvenes, de nivel educativo bajo o de origen inmigrante.
La ayuda parece estar asociada, por el contrario, a un aumento en las horas de trabajo
para madres un poco más mayores, nativas y de nivel educativo alto.
36
4.1 Introducción El propósito de este capítulo es evaluar empíricamente los efectos de la prestación por
hijo a cargo en Cataluña. En concreto, la finalidad es evaluar si la prestación cumplió sus
objetivos, con vistas a la propuesta de reformas en el futuro.
La prestación catalana por hijo a cargo se introdujo en el año 1999. En un principio, su
alcance era limitado, ya que el subsidio iba dirigido solamente a familias con hijos de,
exactamente, dos años de edad. Además, se estableció un límite de renta muy bajo y la
cuantía de la prestación era reducida (unos 120 euros). El año 2000 se aumentó la
cuantía de la prestación y se amplió el intervalo de edad: pasaron a recibir la ayuda las
familias de renta baja con hijos de entre cero y tres años. Por tanto, estas familias recibían
el subsidio durante tres años seguidos. Finalmente, el año 2003 se elimina el límite de
renta y la prestación pasa a ser universal. En 2011, cuando se suspendió la prestación,
tenía un importe de 638 euros anuales.
La ley 18/2003, de 4 de julio, de Apoyo a las Familias, establece que el primer objetivo de
la prestación económica es reducir la brecha entre la fertilidad actual y la deseada, dado
que «la mayoría de padres y madres desearían tener más hijos de los que tienen», y es
«la falta de recursos económicos [lo que] ha hecho que muchas familias tengan menos
hijos para poder mantener los niveles de bienestar». Por tanto, este capítulo estima, en
primer lugar, el efecto de la prestación sobre la fertilidad en Cataluña (sección 4.2). La ley
también hace referencia al objetivo de mejorar el bienestar y la calidad de vida de las
familias, prevenir la pobreza infantil y fomentar «la igualdad de oportunidades de las
familias con más cargas respecto al resto de ciudadanos». El impacto de la prestación
sobre el bienestar de las familias (fundamentalmente sobre la renta) se analiza en la
sección 4.3. En último lugar, la sección 4.4 evalúa los efectos de la prestación sobre la
conciliación de la vida familiar y laboral (no mencionada explícitamente como objetivo en
la ley 18/2003, pero sí en distintas órdenes por las que se ha regulado la concesión de las
ayudas económicas a las familias por niño a cargo. Véase, por ejemplo, la orden
BSF/202/2011, de 3 de agosto).
Para la evaluación empírica del impacto de la prestación se explotan varias bases de
datos disponibles públicamente, como la Encuesta de Población Activa (EPA) y los
microdatos de nacimientos del Instituto Nacional de Estadística (INE). La principal
metodología empleada es la de dobles diferencias (véase el cuadro 4.2), que consiste en
comparar la evolución de las variables de interés a lo largo del tiempo en Cataluña con la
evolución de las mismas variables en otras comunidades autónomas que no introdujeron
prestaciones similares en la misma época. Una evolución diferencial entre Cataluña y las
otras autonomías en los años posteriores a la introducción o expansión de la prestación
podría atribuirse, razonablemente, al efecto de la prestación una vez descartadas otras
posibles variables explicativas.
37
Previamente, en el cuadro 4.1 se recuerdan los resultados de la evaluación que se realizó
en 2006 sobre las prestaciones económicas y las ayudas fiscales a las familias con niños
en Cataluña. Aunque los objetivos de esta evaluación eran distintos a los de la actual, sus
resultados sirven para recordar que la prestación catalana objeto de esta evaluación se
combina con otras formas de apoyo económico a las familias de ámbito estatal
(fundamentalmente las deducciones del Impuesto sobre la Renta de las Personas Físicas)
que representaban, en 2000, cerca del ochenta por ciento del apoyo monetario que
recibían las familias catalanas. Los autores destacaban el carácter poco generoso y
regresivo de la política estatal de apoyo a las familias con niños, así como la insuficiencia
de las políticas de apoyo específicas de Cataluña para compensar estos defectos.
Cuadro 4.1 La prestación catalana por niño a cargo en el marco de las otras ayudas del
Estado
En el año 2006, Levy, Mercader y Planas elaboraron el estudio Evaluación sobre las prestaciones
económicas y las ayudas fiscales a las familias con niños en Cataluña, sobre la base de los
microdatos del Panel de Hogares de la Unión Europea del año 2000, y que constituye un
precedente muy relevante para el actual informe.
En este estudio, los autores evalúan las prestaciones de la Generalitat de Cataluña en el marco del
conjunto de prestaciones económicas y desgravaciones fiscales de las que se beneficiaban las
familias con niños. Las conclusiones de este estudio son las siguientes:
El 79 % del apoyo monetario a las familias catalanas con niños era estatal, y el 21 %
correspondía a las ayudas de la Generalitat.
El apoyo estatal se concentraba en la deducción aplicable sobre la base imponible del IRPF
(61 % del total de apoyo monetario). Dado que se trataba de una deducción no reintegrable,
aquellos individuos o familias que no tenían una deuda tributaria positiva (porque no
trabajaban) no podían beneficiarse de ella. Además, dado que dependía del tipo marginal
efectivo del contribuyente, el beneficio fiscal era mayor cuanto más alta fuera la renta del
mismo.
De media, el conjunto de ayudas y beneficios fiscales anuales por niño menor de 12 años en
Cataluña era de 361 euros para el 20 % con las rentas más bajas y de 1.023 para el 20 % con
las rentas más altas.
El estudio evaluaba el efecto del apoyo económico sobre el riesgo de que el niño viviera en un
hogar por debajo del umbral de la pobreza, el cual disminuía en dos puntos porcentuales (del
19,2 % al 16,9 %) gracias al conjunto de prestaciones y beneficios fiscales. En este sentido, las
ayudas catalanas no conseguían reducir el alcance de la pobreza más allá de lo que lo hacían
las ayudas estatales, pero sí que conseguían mejorar el indicador de intensidad de la pobreza
(que mide la magnitud de la distancia de la renta familiar por debajo del umbral de pobreza).
38
Cuadro 4.2 El método de las dobles diferencias
La aproximación más evidente para estimar el impacto de una política pública es comparar el
indicador con el que se quiere medir el impacto antes y después de la puesta en marcha de la
política. Así, podríamos estimar el impacto de la prestación por niño a cargo comparando las tasas
de fertilidad en Cataluña de los años inmediatamente anteriores al inicio de la prestación con los de
los años inmediatamente posteriores. Sin embargo, se trata de un método muy poco robusto, ya
que entre estos dos momentos pueden ocurrir otras cosas que afectan a la fertilidad (variación en
la composición de la población, cambio del ciclo económico, puesta en marcha de otra política de
apoyo a las familias). La simple comparación antes-después no permitiría distinguir el efecto de la
prestación de los efectos de estos otros factores contemporáneos.
Una alternativa consiste en comparar, dentro del mismo año, los indicadores de fertilidad de
diversos territorios: uno con prestación y los otros sin ella. De nuevo, esta comparación sería muy
imperfecta, ya que, además de la prestación, las diferencias entre los territorios de tratamiento y
control pueden incidir sobre muchos otros aspectos asociados con la fertilidad, como puedan ser la
composición de la población, el dinamismo económico o el nivel de apoyo público a las familias.
El método de las dobles diferencias integra estas dos aproximaciones (antes-después y
tratamiento-control) en una sola mucho más robusta. La estimación del impacto se realiza,
conceptualmente, de la siguiente manera: antes de la puesta en marcha de la prestación, se mide
la diferencia en el indicador de fertilidad entre Cataluña y otras comunidades autónomas sin una
prestación similar. A continuación, se mide qué diferencia hay tras la puesta en marcha de la
prestación y se compara con la anterior. Si asumimos que la fertilidad de todas las comunidades
autónomas debería de evolucionar de forma igual en el tiempo (puesto que son territorios
expuestos a procesos demográficos, económicos y sociales muy similares), entonces la diferencia
entre las dos diferencias puede ser atribuida causalmente a la prestación.
La ventaja de este método es que la estimación del impacto está «limpia» de la influencia de
factores contemporáneos que afecten a la fertilidad en todos los territorios (cambios de ciclo
económico, por ejemplo), así como de diferencias estructurales entre los territorios que no varían a
lo largo del tiempo, ya que no comparamos directamente las tasas de fertilidad, sino su evolución
en el tiempo. No obstante, este método presenta un punto débil: la estimación puede estar
sesgada si existen factores que varían en el tiempo y que afectan de forma diferente a Cataluña y
a las otras autonomías. ¿Cuáles podrían ser estos factores? Podrían ser, por ejemplo, el desarrollo
39
de otras formas de apoyo a las familias dentro del ámbito autonómico y durante el mismo periodo o
diferencias en el ritmo y magnitud de incorporación de población inmigrante. A lo largo del capítulo
se utilizan datos y análisis diversos para minimizar estos sesgos.
El análisis empírico exige, como hemos dicho, comparar la evolución de las variables de
interés en Cataluña con otras regiones que no hayan introducido prestaciones similares
en momentos del tiempo próximos. Por tanto, es necesario estudiar la evolución de las
prestaciones familiares en todas las comunidades autónomas. Este estudio revela, en
primer lugar, que muchas comunidades introdujeron ayudas por nacimiento hacia el año
2007, el mismo año en que el Gobierno central creó el cheque-bebé (la prestación
universal de 2.500 euros por el nacimiento de un hijo). Diversas comunidades ofrecieron
suplementos a esta prestación, que fueron mayoritariamente eliminados en 2009 o 2010.
Ante los importantes cambios que se han producido en las prestaciones por natalidad a
partir de 2007, el análisis se centrará en los años anteriores a esta fecha.
En segundo lugar, algunas autonomías introdujeron prestaciones para familias con hijos
entre 1999 y 2003, es decir, en la misma época en que se introdujo y se amplió la
prestación por hijo a cargo en Cataluña. Sin embargo, la gran mayoría se limitaban a
casos específicos y minoritarios, como partos múltiples o familias numerosas, hecho que
no debía de comprometer el análisis de la prestación catalana. Aún así, hay tres regiones
que introdujeron prestaciones similares a la catalana en años cercanos. En concreto,
Castilla y León introdujo ayudas por nacimiento en 2002 (en función del nivel de renta y
del número de hijos); Galicia hizo lo mismo en 2003; y, por último, el País Vasco creó
ayudas a partir del segundo hijo también en 2002. Por tanto, el análisis de la prestación
catalana tendrá en cuenta la introducción de estas prestaciones en las comunidades
autónomas mencionadas.
En la tabla 4.1 que aparece más abajo, se resumen las principales prestaciones por
nacimiento o adopción de hijos que ofrecían las 11 comunidades autónomas más
pobladas (excepto Cataluña) hasta el año 2006.
Tabla 4.1 Prestaciones y ayudas económicas por hijo a cargo, 1995-2006
Año de introducción
Características básicas
Andalucía 2002 Familias de tres o más hijos, alguno menor de tres años, y por renta (o parto múltiple)
Comunidad de Madrid - Comunidad Valenciana
1999 Partos múltiples (tres o más hijos)
Galicia 2003 Menores de tres años, pago anual Castilla y León 2002 Ayuda por nacimiento en función de renta y paridad País Vasco 2002 A partir del segundo parto y partos múltiples, en función de
paridad, renta y edad 2006 Ayuda por nacimiento, pago único en función de renta
Canarias - Castilla La Mancha 2006 Ayuda por parto múltiple
40
Región de Murcia - Aragón 1999 Partos múltiples (a partir de tres, por renta) Extremadura -
Fuente: boletines oficiales de las CC. AA. No se incluyen las deducciones fiscales, las prestaciones «en especie» ni las prestaciones con vigencia a partir de 2007 o posteriormente.
41
4.2 El efecto de la prestación sobre la fertilidad El objetivo de esta sección es analizar si la introducción de la prestación por nacimiento
de hijo en Cataluña tuvo como consecuencia un aumento de la fertilidad.
Como se ha explicado en el capítulo anterior, muchos países ofrecen prestaciones
monetarias a familias con hijos pequeños y existen diversos estudios que han intentado
evaluar el impacto de estas políticas sobre la fertilidad. Kevin Milligan (2005), por ejemplo,
ha estudiado el caso de Canadá. Con una metodología muy parecida a la del presente
estudio —comparando la evolución de la natalidad en diversas regiones—, Milligan
concluye que las ayudas tuvieron éxito porque aumentaron significativamente el número
de nacimientos en la región correspondiente (Quebec). Un caso más cercano es el de dos
artículos recientes (Azmat y González [2010] y González [2011]) que analizan el caso
español. En concreto, Azmat y González (2010) estudian el efecto de una reforma que se
introdujo en España a nivel nacional en 2003 y que ofrecía 100 euros al mes (o 1.200 al
año) a madres trabajadoras con hijos menores de tres años, combinado con un aumento
en las deducciones del IRPF para familias con hijos pequeños. Este estudio concluye que
la reforma aumentó la natalidad en un 5 %, y que el efecto se concentra en familias de
nivel socioeconómico bajo. Finalmente, González (2011) estudia el impacto de la
introducción del cheque-bebé, también en el ámbito del Estado, y considera que la
prestación universal de 2.500 euros por el nacimiento de un hijo tuvo un impacto
significativo sobre la natalidad, al aumentar el número de nacimientos anuales en un 5-
6 %.
Para estimar el efecto de la prestación catalana sobre la fertilidad, el presente análisis
estudia el cambio en la natalidad en Cataluña después de la introducción de la prestación
en el año 1999 —y su ampliación en 2003—, comparada con la evolución en otras
autonomías que no introdujeron prestaciones similares (siguiendo el método de dobles
diferencias). En primer lugar, estimamos el efecto de la prestación sobre los indicadores
agregados de natalidad y fecundidad (las tasas de natalidad y fecundidad y el indicador
coyuntural de fertilidad). A continuación, utilizamos datos individuales del registro de
nacimientos y partos del INE para estimar efectos diferenciales de la prestación según las
características de la familia. Finalmente, reproducimos este segundo análisis utilizando los
datos de la Encuesta de Población Activa. Las tres subsecciones siguientes presentan los
resultados obtenidos con cada una de estas tres bases de datos.
42
4.2.1 Efectos sobre los indicadores de fertilidad agregados
Con el objetivo de medir la evolución de la natalidad por comunidades autónomas,
utilizamos tres fuentes de datos. La primera son las tasas de natalidad y fecundidad
calculadas por el Instituto Nacional de Estadística (INE) por año y comunidad autónoma
desde 1975 (www.ine.es). Estas tasas se calculan como el número anual de nacimientos
divididos entre la población total —denominada tasa bruta de natalidad— o entre el
número de mujeres en edad de concebir —denominada tasa global de fecundidad—, y
como el número de hijos que tendría una mujer a lo largo de su periodo de vida fértil si en
cada año de su ciclo de vida fértil tuviera el mismo número de hijos que tienen, de media,
las mujeres de esa misma edad en aquel mismo territorio y año —llamado indicador
coyuntural de fecundidad.
En la tabla 4.2 se muestran los resultados de este análisis (véase la explicación
metodológica detallada en el cuadro 4.3). Cada una de las columnas muestra los
resultados del análisis utilizando distintas especificaciones metodológicas. En síntesis,
todas las especificaciones sugieren que la prestación en Cataluña tuvo un impacto
positivo y estadísticamente significativo sobre la tasa de natalidad y que la
universalización de la prestación en el año 2003 aumentó este impacto. La magnitud del
efecto fue un aumento de, como mínimo, seis nacimientos anuales por cada 1.000
mujeres.
Para cuantificar el efecto, resulta útil considerar los resultados para el número medio de
hijos por mujer (el indicador coyuntural de fertilidad, en el tercer panel de la tabla 4.2). El
coeficiente más pequeño estima un impacto de la prestación de 0,09 hijos adicionales
por mujer (columna 5). Dado que el número medio de hijos por mujer en la muestra es de
1,57, esto implicaría que el impacto de la prestación sería un aumento del 5,7 % en la
fertilidad. La magnitud de este efecto se enmarca dentro del rango de los resultados
obtenidos en otros estudios.
De hecho, el gráfico 1.1 (en el primer capítulo) ya permitía observar visualmente este
efecto. En este gráfico se muestra la tasa de natalidad española y catalana a lo largo del
tiempo: en 1997-98 la fertilidad catalana se situaba al mismo nivel que la estatal,
alrededor de 1,17 hijos por mujer. Sin embargo, a partir de 1999 la fertilidad crece en
Cataluña por encima de la del conjunto del Estado, hasta situarse 0,11 puntos por encima
en 2005.
Una limitación de este análisis radica en que hay muchos factores que pueden haber
incidido en la evolución de la natalidad a nivel autonómico como, por ejemplo, la evolución
reciente de la nupcialidad, del precio de la vivienda, de los salarios relativos de las
mujeres o de la proporción de mujeres con titulación universitaria. Es probable que todos
ellos hayan variado a ritmos distintos entre autonomías. Si esta evolución diferencial fuese
«suave» y no brusca, los resultados no se verían comprometidos, ya que la incorporación
43
al modelo de las «tendencias por comunidad autónoma» sirve para controlar estos
factores. Solamente sería problemático si se hubiera producido un cambio brusco (un
«salto») en alguna de estas variables respecto a los mismos datos de la introducción y
ampliación de la prestación (1999-2003), y si este salto fuera distinto en Cataluña
respecto al resto de las comunidades autónomas.
Un factor que puede reunir estas características podría ser la inmigración. El inicio de la
década de 2000 coincidió con un gran aumento de la población inmigrante que incidió de
forma desequilibrada sobre las distintas autonomías, siendo Cataluña una de las más
afectadas. Por tanto, el resultado sería más creíble si pudiéramos controlar por cambios
en la estructura demográfica de la población por comunidad autónoma, lo cual hacemos
en las secciones 4.2.2 y 4.2.3, donde el uso de microdatos permite la inclusión de este
tipo de controles (estructura de edades, población inmigrante, etc.).
Una segunda posibilidad es que la introducción y la ampliación de la prestación en
Cataluña estuvieran asociadas con otras medidas (mayor inversión en guarderías
públicas) que también pudieran haber afectado a la natalidad en la misma dirección. Si
estas otras medidas fueran diferenciales en Cataluña respecto a otras autonomías, el
aumento observado en la natalidad seria atribuible al conjunto de las mencionadas
políticas y no solamente a la prestación por hijo a cargo. Lamentablemente, la dificultad
de encontrar datos fiables en este sentido no permite comprobar esta hipótesis.
44
Cuadro 4.3 La explicación metodológica de la tabla 4.2
Para estimar el impacto de la prestación sobre la fertilidad utilizando el método de dobles
diferencias, estimamos la siguiente regresión lineal:
(1) Frt = + post*catrt + t + r + rt
Donde la variable dependiente, F, es una de nuestras tres medidas de fertilidad (el número anual
de nacimientos por 1.000 habitantes o por 1.000 mujeres en edad de concebir o el indicador
coyuntural de fertilidad) durante el año t en la comunidad autónoma r. Los datos comprenden el
periodo 1975-2009, es decir, el número de observaciones es: 35 años x 17 CC. AA. = 595
observaciones.
La variable binaria post*cat es un indicador que toma valor 1 para los años posteriores a 1999 (es
decir, tras la introducción de la prestación) en Cataluña. La regresión incluye efectos fijos de
territorio (r) y de año (t). Por tanto, estamos controlando por factores específicos de cada
comunidad autónoma que no cambian con el tiempo, y también por factores que afectan a la
evolución temporal de la fertilidad a nivel de todo el Estado a lo largo del tiempo. Algunas
especificaciones también permiten diferentes tendencias (lineales) para cada comunidad
autónoma. Esto quiere decir que controlamos por factores que pueden haber variado a distintos
ritmos en diferentes autonomías, en la medida en que estos cambios sean «suaves» y sigan una
dinámica aproximadamente lineal en el tiempo. Un ejemplo serían los cambios graduales en la
composición de la población.
El coeficiente de interés es , que captura el cambio en la fertilidad en Cataluña después de la
introducción de la ayuda, relativo a la evolución de la fertilidad en el resto de comunidades
autónomas. Esperaríamos que fuera positivo si la prestación resultara efectiva en términos de
incentivación de la fertilidad.
Para capturar la posible dinámica en el efecto de la prestación, así como el hecho de que se
transformara en universal en el año 2003, una segunda regresión sustituye la variable binaria
post*cat por tres dummies (variables binarias) que se corresponden con Cataluña durante los años
2000-2002 (justo después de la introducción de la ayuda), 2003-2006 (después de la
universalización de la ayuda) y 2007-2009.
Todas las especificaciones incluyen efectos fijos de año y comunidad autónoma. La 3, la 5 y la 8,
además, incorporan las «tendencias por CC. AA.» que controla los factores que pueden haber
afectado a la evolución de la natalidad de forma diferencial entre autonomías (siempre y cuando
este efecto diferencial sea «suave»).
Los resultados que se muestran en la tabla 4.2 se basan en cuatro grupos de control alternativos:
todas las comunidades autónomas, todas las comunidades autónomas, excepto Ceuta y Melilla,
solamente las comunidades autónomas más pobladas (exceptuando Cataluña) y todas las
comunidades autónomas, excepto Ceuta, Melilla y las otras tres que introdujeron prestaciones
similares (Castilla y León, Galicia y País Vasco). Además, algunas regresiones utilizan el periodo
completo (1975-2009), mientras que otras restringen el periodo de análisis a 1990-2009 (10 años
antes y 10 años después de la introducción de la prestación).
45
Tabla 4.2 Resultado de las regresiones de natalidad y fecundidad
Tasa bruta de natalidad (nacimientos por 1.000 habitantes)
1 2 3 4 5 6 7 8 post*cat 1,64 *** 1,78 *** 1,52 *** 2,09 *** 1,45 *** 1,38 *** 1,56 *** 1,576 ***
(0,47) (0,34) (0,47) (0,36) (0,51) (0,17) (0,19) (0,52)
post*cat 99-02 1,21 * 1,37 *** 1,24 ** 1,6 *** 1,18 * 0,99 *** 1,11 *** 1,273 ***
(0,70) (0,51) (0,57) (0,53) (0,61) (0,16) (0,18) (0,42)
post*cat 03-06 1,92 *** 2,00 *** 1,73 *** 2,32 *** 1,65 *** 1,52 *** 1,70 *** 1,79 ***
(0,70) (0,51) (0,57) (0,53) (0,61) (0,17) (0,19) (0,55)
post*cat 07-09 1,84 ** 2,05 *** 1,73 *** 2,45 *** 1,65 ** 1,57 *** 1,83 *** 1,843 ***
(0,79) (0,57) (0,66) (0,60) (0,71) (0,18) (0,23) (0,68)
Tasa global de fecundidad (nacimientos por 1.000 mujeres 15-49)
1 2 3 4 5 6 7 8
post*cat 8,14 *** 8,62 *** 6,28 *** 9,72 *** 6,11 *** 6,44 *** 7,2 *** 6,47 ***
(1,94) (1,49) (2,01) (1,56) (2,11) (0,78) (0,86) (2,10)
post*cat 99-02 6,16 ** 6,65 *** 5,13 ** 7,45 *** 4,98 * 4,59 *** 5,09 *** 5,22 ***
(2,88) (2,11) (2,42) (2,31) (2,54) (0,74) (0,83) (1,72)
post*cat 03-06 9,36 *** 9,59 *** 7,19 *** 10,73 *** 6,99 *** 7,08 *** 7,81 *** 7,3897 ***
(2,88) (2,21) (2,43) (2,31) (2,54) (0,77) (0,86) (2,25)
post*cat 07-09 9,16 *** 9,95 *** 7,1 ** 11,4 *** 6,96 ** 7,43 *** 8,48 *** 7,492 ***
(3,27) (2,51) (2,82) (2,62) (2,96) (0,84) (1,06) (2,77)
N 665 595 595 315 315 340 180 490
Años incluidos 1975-2009
1975-2009
1975-2009
1975-2009
1975-2009
1990-2009
1990-2009
1975-2009
Dummies de año SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ
Dummies de CC. AA. SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ
Tendencia por CC. AA. No No SÍ No SÍ No No SÍ
46
Tabla 4.2 Resultado de las regresiones de natalidad y fecundidad (cont.)
Indicador coyuntural de fecundidad (número medio de hijos por mujer) 1 2 3 4 5 6 7 8 post*cat 0,234 *** 0,264 *** 0,099 * 0,306 *** 0,090 * 0,155 *** 0,179 *** 0,100 *
(0,03) (0,03) (0,06) (0,04) (0,05) (0,02) (0,02) (0,06)
post*cat 99-02 0,194 *** 0,216 *** 0,085 * 0,251 *** 0,078 * 0,107 *** 0,123 *** 0,085 *
(0,03) (0,03) (0,05) (0,04) (0,04) (0,02) (0,02) (0,05)
post*cat 03-06 0,254 *** 0,277 *** 0,114 * 0,319 *** 0,103 * 0,168 *** 0,191 *** 0,115 *
(0,04) (0,04) (0,06) (0,04) (0,06) (0,02) (0,02) (0,06)
post*cat 07-09 0,247 *** 0,296 *** 0,099 0,346 *** 0,087 0,186 *** 0,218 *** 0,103
(0,04) (0,04) (0,08) (0,04) (0,07) (0,02) (0,03) (0,08)
N 665 595 595 315 315 340 180 490
Años incluidos 1975-2009
1975-2009
1975-2009
1975-2009
1975-2009
1990-2009
1990-2009
1975-2009
Dummies de año SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ
Dummies de CC. AA. SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ SÍ
Tendencia por CC. AA. No No SÍ No SÍ No No SÍ
Nota: cada columna corresponde a los resultados de una regresión diferente. La variable dependiente es la tasa de natalidad en el primer panel, la tasa de fecundidad en el segundo panel y el indicador coyuntural de fecundidad en el tercer panel, en una comunidad autónoma y año. Los datos comprenden el periodo 1975-2009. Todas las especificaciones incluyen efectos fijos de región y de año. La columna 1 incluye todas las comunidades autónomas, las columnas 2, 3 y 6 excluyen Ceuta y Melilla, y las 4, 5 y 7 solamente incluyen las nueve comunidades autónomas más pobladas en el año 2010, y la 8 excluye Ceuta, Melilla, Castilla y León, Galicia y el País Vasco. Las regresiones no utilizan pesos. La tabla muestra el coeficiente correspondiente a Cataluña durante los años posprestación, con los errores estándar entre paréntesis. Tres asteriscos indican que el coeficiente es significativo al 99 % de confianza, dos indican significatividad al 95 % y uno, al 90 %. Los R
2 oscilan entre 0,87 y 0,98.
47
4.2.2 Efectos de la prestación por subgrupos de población (utilizando los microdatos de nacimientos) El análisis de los indicadores agregados no ha permitido determinar qué subgrupos de la
población se vieron más afectados por la prestación. Para poder determinarlo, en esta
sección utilizamos los microdatos del INE que contienen información individual de cada
uno de los partos y nacimientos que tienen lugar en España. Nos centramos en los años
1996-2006, periodo relevante para evaluar la prestación y para el que los microdatos son
consistentes.
En la tabla 4.3 se muestra el análisis sobre el total de población. Se sigue detectando un
efecto positivo de la prestación sobre la natalidad, que se traduce en un aumento
de, aproximadamente, un 10 % del número de nacimientos anuales, o en cuatro
nacimientos por cada 1.000 mujeres. Hay que destacar que la magnitud del efecto se
reduce mucho y que se pierde la significatividad estadística al introducir las tendencias
por comunidad autónoma (que, hay que recordar, sirven para controlar los factores que
pueden incidir sobre la evolución de la fertilidad de forma diferente entre autonomías). Sin
embargo, para un periodo de tiempo tan corto, corremos el riesgo de que las tendencias
por comunidad autónoma estén capturando parte del efecto de la reforma de la
prestación.1 Por tanto, cuando el periodo de tiempo incluido en el análisis sea breve,
centraremos la explicación en las regresiones sin tendencias por comunidad autónoma.
En la tabla 4.4, a continuación, se recogen los resultados para distintos subgrupos de la
población: por la edad de los progenitores, por el número de hijos previos y por el país de
origen de la madre. Los resultados sugieren que:
La prestación afectó tanto a los progenitores más jóvenes (que definimos
como madres menores de 31 y padres menores de 33) como a los de más edad
(que definimos como madres mayores de 35) (panel A).
El efecto se observa tanto sobre el número de nacimientos de primogénitos
como sobre el número de nacimientos de madres que ya tenían hijos. Sin
embargo, el resultado para mujeres con hijos anteriores es el más robusto, al
«resistir» la inclusión de tendencias por comunidad autónoma (columna cuatro)
(panel B).
El efecto positivo procede en su totalidad de las madres nacidas en España,
ya que para las madres de origen inmigrante los coeficientes son negativos.
Podemos rechazar, por consiguiente, que el efecto estimado de la prestación
sobre la fertilidad se deba a la reacción de las familias de procedencia no española
(panel C).
1 La razón es que hay muy pocos años anteriores a la reforma incluidos en estas regresiones, de
manera que las tendencias de comunidad autónoma se estiman utilizando datos tanto anteriores como posteriores a la reforma, y por ese motivo pueden «comerse» parte de lo que, en realidad, es el efecto que queremos estimar.
48
Tabla 4.3 Resultados totales nacimientos
1 2 3 4 5 Log. núm. nacimientos
post*cat 0,093 *** 0,108 *** 0,080 ** 0,004 0,009
post*cat 00-02 0,058 0,068 * 0,049 0,009 0,016
post*cat 03-06 0,119 *** 0,138 *** 0,104 *** 0,022 0,034
Nacimientos por 1.000 mujeres
post*cat 3,66 *** 4,15 *** 3,70 *** 0,73 0,95
post*cat 00-02 2,57 ** 2,94 ** 2,52 ** 0,79 1,05
post*cat 03-06 4,48 *** 5,06 *** 4,58 *** 0,93 1,29
N 187 99 154 187 99
N. de CC. AA. 17 9 14 17 9
Tendencia por CC. AA. No No No Sí Sí
Nota: La variable dependiente es el logaritmo neperiano del número de nacimientos en el primer panel, y el número de nacimientos dividido por el número de mujeres de 15 a 49 años (por 1.000) en el segundo, en una comunidad autónoma y año. Los datos comprenden el periodo 1996-2006. Todas las especificaciones incluyen efectos fijos de región y de año. Las columnas 1 y 4 incluyen todas las comunidades autónomas excepto Ceuta y Melilla, la 2 y la 5 solamente las nueve comunidades autónomas más pobladas en el año 2010 y la columna 3, todas las comunidades autónomas menos Ceuta, Melilla, Castilla y León, Galicia y el País Vasco. Las regresiones no utilizan pesos. La tabla muestra el coeficiente correspondiente a Cataluña durante los años posprestación. Tres asteriscos indican que el coeficiente es significativo al 99 % de confianza, dos indican significatividad al 95 % y uno, al 90 %. Todos Los R
2 son superiores a
0,9.
49
Tabla 4.4 Resultados nacimientos por subgrupos (microdatos de partos del INE, 1996-2006)
A. Por edad de los padres Madres y padres jóvenes Madres mayores de 35 1 2 3 4 1 2 3 4 post*cat 0,120 *** 0,141 *** 0,010 0,020 0,076 *** 0,074 *** 0,011 0,022 post*cat 00-02 0,075 0,093 * 0,019 0,029 0,052 0,055 * 0,012 0,021
post*cat 03-06 0,154 *** 0,178 *** 0,042 0,050 0,094 *** 0,088 *** 0,013 0,020
B. Por número de hijos previos Primer hijo Segundo hijo (o posterior) 1 2 3 4 1 2 3 4
post*cat 0,090 *** 0,096
***
-0,009
-0,008
0,085 **
0,110
***
0,017
0,027
post*cat 00-02 0,056 0,061 * -
0,013 -
0,015 0,05
0 0,06
6 0,03
7 0,05
5 **
post*cat 03-06 0,115 *** 0,122
***
-0,023
-0,030
0,111
***
0,143
***
0,086
0,121
***
C. Por origen de la madre Inmigrantes Nativas 1 2 3 4 1 2 3 4
post*cat -
0,441 ***
-0,249 *
-0,250
-0,110
0,065
***
0,066
***
0,015
0,019
post*cat 00-02 -
0,388 ** -
0,188 -
0,220 -
0,130 0,04
7 0,04
8 * 0,01
6 0,02
0
post*cat 03-06 -
0,481 ***
-0,294 *
-0,150
-0,180
0,078
***
0,079
***
0,016
0,023
N 187 99 187 99 187 99 187 99 Núm. de CC. AA. 17 9 17 9 17 9 17 9 Tendencia x CC. AA. No No Sí Sí No No Sí Sí
Nota: La variable dependiente es el logaritmo neperiano del número de nacimientos, en una comunidad autónoma y año. Todas las especificaciones incluyen efectos fijos de comunidad autónoma y de año. Las regresiones no utilizan pesos. La tabla muestra el coeficiente correspondiente a Cataluña durante los años posprestación. Tres asteriscos indican que el coeficiente es significativo al 99 % de confianza, dos indican significatividad al 95 % y uno, al 90 %.
50
4.2.3 Efectos de la prestación por subgrupos de población (utilizando la Encuesta de Población Activa) Los microdatos del registro de nacimientos que hemos utilizado en la sección anterior
tienen la doble ventaja de permitir hacer análisis desagregados según las características
de los progenitores y de los niños, y que los datos corresponden a todos los nacimientos
(y no solamente a una muestra), lo cual permite hacer estimaciones más precisas. Por el
contrario, tienen el inconveniente de que incluyen únicamente información sobre las
madres (y no del conjunto de mujeres), de manera que no permiten efectuar el análisis del
número de nacimientos relativo al número de mujeres en cada subgrupo (por ejemplo, el
número de mujeres en edad de concebir que ya tenían como mínimo un hijo anterior).
En esta sección, estimamos los efectos de la prestación por subgrupos de población
utilizando los microdatos de la Encuesta de Población Activa (EPA) 1992-2006, periodo
del que sí disponemos de una muestra representativa de todas las mujeres en edad de
concebir año por año, así como de un mayor número de variables socioeconómicas, como
la edad, el nivel educativo y el origen nacional de los progenitores.
En la tabla 4.5 se recogen los resultados para el total de nacimientos, que deberían
corresponderse con los de la tabla 4.2. En efecto, se confirma un efecto positivo de la
prestación sobre la fertilidad total, que en las especificaciones más conservadoras
es del 5 %. De la misma manera que en el apartado anterior, las especificaciones con
tendencias de comunidad autónoma deben tratarse con prudencia, ya que se trata de un
periodo de tiempo breve y las tendencias podrían estar absorbiendo parte del efecto de la
reforma de la prestación. En las especificaciones sin tendencias, la magnitud estimada del
efecto es del 12-14 %.
Cuadro 4.4 La explicación metodológica de la tabla 4.5
La especificación utilizada es muy parecida a la ecuación 1 (véase el cuadro 4.2), con la diferencia
de que ahora las variables son a nivel individual:
(2) Birt = + post*catirt + Xirt + t + r + irt
La variable dependiente B es un indicador binario para las mujeres que han tenido un hijo durante
los 12 meses anteriores a la encuesta, y las X son variables de control a nivel individual (edad,
edad al cuadrado, edad al cubo, tres dummies de nivel educativo, dummy de origen inmigrante y
número de hijos anteriores). Se define como de origen inmigrante a las madres nacidas fuera del
territorio español.
La regresión se estima por mínimos cuadrados ordinarios, es decir, se trata de un modelo de
probabilidad lineal. La razón es que este modelo facilita la interpretación de los coeficientes. No
obstante, los resultados son robustos en modelos no lineales alternativos (probit o logit).
Los coeficientes correspondientes a las variables de control pueden consultarse en la tabla A1 del
apéndice.
51
Tabla 4.5 Resultados sobre el total de nacimientos (todas las mujeres de 18 a 49 años)
1 2 3 4 5 Post*cat 0,00713 *** 0,00610 *** 0,00686 *** 0,00246 0,00271
Media nacimientos 0,0502 0,0502 0,0505 0,0502 0,0505
% efecto 14,2 % 12,2 % 13,6 % 4,9 % 5,4 %
Post*cat 00-02 0,00601 ** 0,00525 * 0,00587 * 0,00243 0,00269
Post*cat 03-06 0,00798 *** 0,00676 ** 0,00762 *** 0,00173 0,00233
Controles individuales No Sí Sí Sí Sí
Núm. de regiones 17 17 9 17 9
Tendencia x CC. AA. No No No Sí Sí
N 370.416 370.416 290.748 370.416 290.748
Nota: la muestra está formada por mujeres de 18 a 49 años. La variable dependiente es un indicador binario de haber tenido un hijo durante los 12 meses anteriores a la entrevista. Los datos comprenden el periodo 1992-2006. Todas las especificaciones incluyen efectos fijos de comunidad autónoma y de año. Las columnas 1, 2 y 4 incluyen todas las comunidades autónomas, excepto Ceuta y Melilla, y las columnas 3 y 5 solamente las nueve comunidades autónomas más pobladas en el año 2010. Las regresiones no utilizan pesos. La tabla muestra el coeficiente correspondiente a Cataluña durante los años posprestación. Tres asteriscos indican que el coeficiente es significativo al 99 % de confianza, dos indican significatividad al 95 % y uno, al 90 %.
La tabla 4.6 desagrega los resultados para distintos subgrupos: por la edad de la madre,
por el nivel educativo, por el país de origen y por el número de hijos anteriores.
Por edad de la madre, el efecto se constata tanto para mujeres menores de 31
como para las mayores de 35, pero no para el grupo intermedio. La magnitud
del efecto es superior para las madres mayores de 35, y mantiene su
significatividad en las dos especificaciones (panel A).
Por nivel educativo, el efecto es más significativo para las madres de nivel
educativo bajo y medio, hecho que sugiere que la prestación afectó más a los
hogares de nivel socioeconómico bajo (panel B).
El efecto positivo sobre la fertilidad total procede de un aumento en la
fertilidad de las mujeres nativas, ya que nunca obtenemos resultados
significativos para la submuestra de inmigrantes (aunque la magnitud del efecto
estimado es grande)2 (panel C).
Se confirma que el efecto se debe, sobre todo, a un aumento del número de
hijos entre mujeres que ya tenían descendencia, y no a un incremento del
número de mujeres que tienen su primer hijo. No obstante, este resultado
debería precisarse un poco más: si estimamos las regresiones del panel D por
grupos de edad, observamos que para las mujeres más jóvenes (menores de 31)
existe un efecto significativo sobre la probabilidad de tener un primer hijo (y no
para los siguientes), mientras que, para las mujeres mayores de 35, el efecto
estimado en el panel A procede exclusivamente de los hijos segundos y
posteriores (panel D).
2 Es decir, aunque el efecto para las mujeres inmigrantes parezca grande, la magnitud estimada de
este efecto no es estadísticamente «fiable».
52
Tabla 4.6 Resultados sobre los nacimientos por subgrupos
A. Por edad de la madre
Madre<31 Madre31-35 Madre>35 1 2 1 2 1 2
Post*cat 0,0138 * 0,00783 0,00483 -0,00561 0,00407 ** 0,00552 *
Media nacim. 0,12997 0,12997 0,09425 0,09425 0,01588 0,01588
N 61.989 61.989 74.592 74.592 236.974 236.974
% efecto 10,6 % 6,0 % 5,1 % -6,0 % 25,6 % 34,8 %
B. Por nivel educativo de la madre
Bajo Medio Alto 1 2 1 2 1 2
post*cat 0,00679 * 0,00235 0,00805 ** 0,00087 0,00514 0,00798
Media nacim. 0,02858 0,02858 0,05886 0,05886 0,07014 0,07014
N 129.809 129.809 173.474 173.474 70.272 70.272
% efecto 23,8 % 8,2 % 13,7 % 1,5 % 7,3 % 11,4 %
C. Por origen
Inmigrantes Nativas
1 2 1 2 post*cat 0,0144 0,0071 0,00551 ** 0,00231
Media nacim. 0,0738 0,0738 0,0494 0,0494
N 16.300 16.300 357.255 357.255
% efecto 19,5 % 9,6 % 11,2 % 4,7 %
D. Por número de hijos anteriores
Sin hijos anteriores Con hijos anteriores
1 2 1 2 post*cat 0,00362 -0,00256 0,00783 *** 0,00669
Media nacim. 0,0628 0,0628 0,044 0,044
N 128.219 128.219 243.045 243.045
% efecto 5,8 % -4,1 % 17,8 % 15,2 % Nota: la muestra está formada por mujeres de 18 a 49 años en todas las comunidades autónomas, excepto Ceuta y Melilla. La variable dependiente es un indicador binario de haber tenido un hijo durante los 12 meses anteriores a la entrevista. Los datos comprenden el periodo 1992-2006. Todas las especificaciones incluyen efectos fijos de comunidad autónoma y año, así como controles individuales por edad, educación, estatus de inmigrante y número de hijos previos. La columna 2 incluye también tendencias lineales que varían para cada comunidad autónoma. Las regresiones no utilizan pesos. La tabla muestra el coeficiente correspondiente a Cataluña durante los años posprestación. Tres asteriscos indican que el coeficiente es significativo al 99 % de confianza, dos indican significatividad al 95 % y uno, al 90 %.
53
Recapitulando, la evidencia procedente de las tres fuentes de datos utilizadas sugiere que
la prestación tuvo un efecto positivo y significativo sobre la fertilidad en Cataluña. El efecto
procede sobre todo de mujeres nativas, de nivel educativo medio-bajo y tanto de familias
de una cierta edad que ya tenían hijos como de mujeres jóvenes que tuvieron su primer
hijo.
Los resultados son plausibles si tenemos en cuenta que las mujeres de nivel educativo
alto tienen, de media, un nivel de renta más elevado, de modo que la magnitud de la
prestación representa un porcentaje más bajo de su renta disponible y es más difícil que
afecte a sus decisiones reproductivas.
En lo que respecta al efecto sobre la población inmigrante, no podemos excluir que la
prestación tenga un efecto sobre las decisiones de fertilidad de este grupo, pero podemos
concluir que el efecto global que detectamos no se deriva principalmente de la minoría de
mujeres de origen inmigrante.
54
4.3 El efecto de la prestación sobre el bienestar
Un segundo objetivo de la prestación por hijo a cargo que se menciona explícitamente en
la ley 18/2003 es mejorar el bienestar de las familias y, en particular, de los niños.
Diversos estudios han analizado el impacto de una prestación por el nacimiento de un hijo
sobre los patrones de gasto de las familias. Lundberg et al. (1997) y Ward-Batts (2010)
estudian el caso de una ayuda en el Reino Unido, y observan que cuando la ayuda es
recibida por las madres (en lugar de los padres), los patrones de gasto de las familias
cambian de manera significativa y en direcciones que podrían beneficiar a los hijos. Por
otra parte, González (2011) no constata efectos significativos del cheque-bebé español
sobre los patrones de gasto de las familias.
Otros estudios han analizado el impacto de prestaciones familiares sobre el bienestar de
los hijos. Dos artículos recientes (Milligan y Stabile [2011] y Dahl y Lochner [2011])
concluyen que las prestaciones por hijos en Estados Unidos y Canadá afectan
positivamente a los niños, tanto en términos de rendimiento escolar como de salud. Esto
sugiere que ayudas como la prestación por niño a cargo de Cataluña tienen potencial para
incidir sobre las condiciones de vida de las familias en dimensiones relevantes.
Para intentar cuantificar el efecto de la prestación sobre las condiciones de vida de las
familias en Cataluña, en esta sección comparamos la cuantía de la ayuda con la renta
disponible total de las familias catalanas (en distintos puntos de la distribución), y también
con los gastos asociados normalmente al nacimiento de un hijo. Con esta finalidad,
utilizamos datos procedentes de dos fuentes: la Encuesta de Condiciones de Vida y la
Encuesta de Presupuestos Familiares, ambas de 2008. Las dos encuestas entrevistan a
una muestra representativa de familias en España. El análisis se centra en la submuestra
de familias residentes en Cataluña.
4.3.1 Efectos sobre la distribución de la renta neta anual
En este apartado presentamos la distribución de la renta anual (previa a las prestaciones
familiares) de las familias potencialmente perceptoras de la prestación en Cataluña, y
ubicamos a estas familias en la distribución de la renta global de los hogares catalanes. A
continuación, procedemos a cuantificar el impacto de la prestación sobre la renta
disponible de las familias perceptoras.
Para la elaboración de la Encuesta de Condiciones de Vida (ECV) de 2008, se entrevistó
a 1.426 familias residentes en Cataluña, 142 de las cuales tenían hijos nacidos entre 2005
y 2008 (es decir, eran elegibles para recibir la prestación en el año 2007 o 2008). En la
Encuesta de Presupuestos Familiares (EPF) de 2008, el tamaño de la muestra de
Cataluña es de 2.050 hogares, 218 de los cuales con hijos nacidos entre 2005 y 2008. La
55
variable «renta neta del hogar antes de prestaciones familiares» procede de las variables
siguientes en las dos bases de datos: la ECV pregunta por la renta neta total del hogar en
2007, de la cual obtenemos las prestaciones familiares, y la EPF pregunta por los
ingresos mensuales regulares del hogar (netos), que presumiblemente corresponden a
2008, y que excluyen prestaciones de carácter no mensual.
La tabla 4.7 muestra la distribución de la renta para distintos percentiles para las dos
bases de datos, tanto para el conjunto de todos los hogares como para el subgrupo de
familias con hijos a cargo menores de tres años.
En primer lugar, hay que señalar la similitud en la distribución de la renta neta de los
hogares en Cataluña estimada a partir de las dos bases de datos. La renta mediana era
de unos veinticinco o veintiséis mil euros anuales. El percentil 25 se situaba alrededor de
los 15.000 euros, y el 75, sobre los 35.000.
Como se puede observar en la tabla, la distribución de la renta de las familias con
hijos pequeños está por encima de la renta del total de hogares en todos los
percentiles (esto también se cumple si excluimos a los hogares con un cabeza de familia
mayor de 50 o mayor de 55). Por ejemplo, según la ECV, la familia perceptora mediana
tenía una renta de unos treinta mil euros anuales, en comparación con los 25.000 de la
mediana de la distribución total de hogares. El percentil 25 de las familias perceptoras se
situaba aproximadamente en el percentil 40 de la distribución total, mientras que la familia
perceptora mediana tenía un nivel de renta equivalente al percentil 60 de la distribución
global.
Tabla 4.7 Distribución de la renta de los hogares en Cataluña (2008, en euros)
ECV 2008 EPF 2008 Percentil
Todos los hogares
Hogares con hijos <3
Todos los hogares
Hogares con hijos <3
10 9.100 12.600 9.372 14.712
25 15.400 21.055 14.964 20.808
50 24.611 30.201 26.148 31.812
75 36.500 41.149 33.480 39.528
90 51.300 55.716 46.992 48.684
N. obs. 1.426 142 2.050 218
Nota: en la muestra se incluyen todos los hogares residentes en Cataluña.
En 2007, la prestación por hijo a cargo era de 625 euros al año durante los tres primeros
años de vida del niño. La distribución de la renta de los hogares nos permite calcular en
qué medida la prestación aumentó la renta disponible de las familias perceptoras. La
respuesta es que, en el caso de las familias con hijos en el percentil 10 de la
56
distribución (entre 13.000 y 15.000 euros anuales), la prestación comportó un
aumento de entre el 4 y el 5 % de su renta anual disponible. Es decir, la ayuda permite
a estas familias subir del percentil 10 al 12 de la distribución de la renta previa a la ayuda,
durante 3 años.
En el caso de las familias en el percentil 25 de la distribución, la ayuda supone un
aumento del 3 % en su renta disponible, y de un 2 % para la familia mediana.
Cuando subimos a la parte alta de la distribución de la renta, como es evidente, la ayuda
representa una proporción muy baja de la renta (el 1,5 % para el percentil 75 y el 1 %
para el percentil 90).
En resumen, el análisis de la distribución de la renta de las familias catalanas en el año
2008 nos permite llegar a la conclusión de que la prestación por hijo a cargo suponía un
incremento en la renta anual disponible del hogar de más del 4 % para el 10 % de las
familias perceptoras más pobres (y de más del 2 % para la mitad de familias más pobres).
En la sección siguiente evaluamos en qué medida la prestación permitía que las familias
pudieran sufragar los gastos asociados directamente con el hijo a cargo.
4.3.2 Efectos sobre los gastos relacionados con los niños
En esta sección, utilizamos la Encuesta de Presupuestos Familiares (EPF) para calcular
el gasto total (anual) que supone para los hogares catalanes un hijo menor de tres años.
Esto nos permite calcular qué fracción de estos gastos permite cubrir la prestación por hijo
a cargo.
La EPF permite identificar distintos tipos de gastos. De entre todas las categorías de
gasto, identificamos 14 que incluyen bienes o servicios directamente relacionados con los
niños. De estas categorías, siete son exclusivamente infantiles: comida para el bebé, ropa
y zapatos de niño o bebé, juguetes, educación infantil, guardería y otros productos de
bebé (carritos, chupetes). La categoría «servicio doméstico» puede incluir niñeras, pero
también servicios de limpieza no directamente relacionados con los niños. En último lugar,
hay cinco categorías que incluyen productos relacionados con los niños, pero también no
necesariamente relacionados: muebles (cuna y demás), utensilios de cocina (biberones,
pasapurés), libros no de texto, material de papelería y material para el baño (pañales,
toallitas).
Hacemos primero los cálculos para la definición más restrictiva de gastos relacionados
con el bebé, y después volvemos a hacerlos para la definición más amplia (así como para
una definición intermedia). En la tabla 4.8 se presentan los gastos relacionados con el
niño para las tres definiciones y en distintos puntos de su respectiva distribución. A
continuación, se muestra qué proporción de estos gastos podría cubrirse con la cuantía
de la prestación, también para las tres definiciones de gasto en el niño y para los distintos
puntos de la distribución.
57
Tabla 4.8 La prestación y los gastos relacionados con los niños en Cataluña
Percentil Def. 1 Def. 2 Def. 3 %
Ayuda %
Ayuda %
Ayuda
10 1.042 300 298 60,0 % 208,3 % 209,7 %
25 2.138 1.115 1.095 29,2 % 56,1 % 57,1 %
50 3.837 2.528 2.287 16,3 % 24,7 % 27,3 %
75 7.558 5.083 4.316 8,3 % 12,3 % 14,5 %
90 10.884 8.292 7.027 5,7 % 7,5 % 8,9 %
Fuente: Encuesta de presupuestos familiares (2008)
Según la definición más estricta (la 3 de la tabla 4.8), el gasto mediano en bienes y
servicios relacionados con el bebé era de 2.287 euros anuales (1.095 para el
percentil 25, 4.326 para el 75). Dado que la prestación en el año 2007 era de 625
euros, esta cantidad cubriría gran parte de los gastos: el 27 % para la familia
mediana, el 57 % para el percentil 25, y a las familias en el percentil 10 les sobraría
dinero.
Según la definición más amplia, la prestación cubriría el 16 % de los gastos para la familia
mediana, casi el 30 % para el percentil 25 y el 60 % para el percentil 10.
A continuación desagregamos los gastos relacionados con los niños pequeños por
categoría, para entender qué tipo de gasto supone un coste más elevado para la mayoría
de familias. La categoría con un gasto mediano más alto resulta ser la de «ropa para
niños y bebés» (gasto mediano de 591 euros anuales), y en segundo lugar «artículos no
eléctricos para atención personal» (gasto mediano de 488). No obstante, en este segundo
grupo de gasto se incluyen tanto productos de bebe (pañales, toallitas) como muchos
otros productos no relacionados con los niños. Para la familia mediana, la prestación
permitiría cubrir completamente cualquiera de estas dos categorías de gasto. En tercer
lugar, y aunque el gasto mediano sea cero, la categoría de gasto con el percentil 75 más
elevado es «educación infantil de primer ciclo”, es decir, guarderías.
En síntesis, la prestación de 2007 permitía que la cuarta parte más pobre de las
familias cubriera, como mínimo, el 30 % de los gastos asociados con el bebé, y que
la mitad más pobre de las familias cubriera al menos un 16 % del gasto.
58
4.4 El efecto de la prestación sobre la conciliación
En esta sección queremos estudiar si la prestación favoreció la conciliación de la vida
familiar y laboral. Nuestra interpretación del concepto conciliación es, en este caso, que la
ayuda favorecería la conciliación si permitiera que las madres de hijos en edades previas
a la escolarización obligatoria se reincorporasen al mercado laboral antes (o trabajando
más horas).
Numerosos trabajos de investigación han estudiado los efectos de distintas ayudas
públicas sobre la participación laboral femenina y, en particular, sobre la de las madres.3
Desde un punto de vista teórico, en un modelo estático de oferta de trabajo, un aumento
en la renta no laboral de la familia podría generar tanto un aumento como una reducción
de la participación laboral de la madre.4 Sin embargo, numerosos estudios han
documentado efectos negativos de las ayudas monetarias condicionadas a un umbral
máximo de renta sobre la oferta laboral de las madres (véase, por ejemplo, la revisión de
la literatura de Moffit, 2002). En cambio, las ayudas condicionadas a la ocupación de las
madres o las que abaratan directamente los servicios de guardería o de atención de los
hijos parecen tener efectos positivos.
Diversos artículos recientes analizan el caso español (a nivel del conjunto del Estado) y
son, por tanto, los más cercanos al caso que nos ocupa. Sánchez y Sánchez (2011)
estudian el efecto de la ayuda de 100 euros mensuales para madres trabajadoras
introducida en el año 2003, y concluyen que aumentaron la participación de las madres en
el mercado laboral en un 5 %. Azmat y González (2010) confirman este resultado, aunque
sus resultados sugieren un efecto menor, alrededor del 2 %. Por otra parte, Nollenberger
y Rodríguez (2011) consideran que la escolarización universal de los niños de tres años
en España resultó en un aumento en torno al 9 % en la tasa de ocupación y las horas
trabajadas de las madres con hijos de tres años. Finalmente, González (2011) encuentra
que el cheque-bebé de 2007 (una ayuda no condicionada a la renta ni a la participación
laboral) tuvo como consecuencia un retraso en la vuelta al trabajo de las madres
perceptoras del subsidio.
En síntesis, el análisis de la literatura permite concluir que las políticas sociales tienen un
gran potencial para influir sobre la participación laboral de las madres con hijos en edad
preescolar. También parece ser que las características de las prestaciones importan: las
ayudas condicionadas a la ocupación parecen incentivar la participación laboral mientras
que las subvenciones de tipo universal pueden reducir la ocupación de madres con hijos
pequeños.
3 Véase, por ejemplo, Eissa y Leibman (1996) o Meyer y Rosenmabum (2001), que estudia los
efectos del EITC en los Estados Unidos, o Milligan y Stabile (2007) para Canadá. 4 En función de si el «ocio» o el tiempo en el hogar es un «bien normal» o no.
59
Para poder determinar el efecto de la prestación catalana por hijo a cargo sobre la
conciliación, estudiamos el comportamiento laboral de las madres en Cataluña en
comparación con otras comunidades autónomas, antes y después de la prestación,
utilizando datos de la Encuesta de Población Activa (1992-2006), y siguiendo la misma
estrategia de dobles diferencias de la sección 4.2. En concreto, estimamos una ecuación
como la (2) del cuadro 4.3, con la excepción de que ahora la variable dependiente es el
número de horas trabajadas a la semana (o un indicador de si una mujer está trabajando
o no). Por tanto, el análisis es análogo al del efecto de la prestación sobre la fertilidad.
En primer lugar, analizamos las horas de trabajo para el conjunto de madres con hijos
menores de tres años. Estas mujeres son las afectadas «directamente» por la prestación,
es decir, han recibido la prestación el mismo año en que son entrevistadas. En segundo
lugar, estudiamos el comportamiento laboral de las madres con hijos de entre tres y cinco
años, es decir, en edad preescolar. Aunque estas madres no reciben la prestación el
mismo año de la entrevista, sí que la han recibido en un pasado reciente, cuando el niño
tenía menos de tres años. Por tanto, el comportamiento de estas madres puede reflejar un
efecto «indirecto», o a medio plazo, de la prestación. Finalmente, reproducimos el análisis
para la muestra de mujeres sin ningún hijo menor de 16 años. Este último grupo funciona
como «grupo de control», en el sentido de que estas mujeres no se han visto afectadas
por la prestación en absoluto (ni en el momento de la entrevista ni en un pasado reciente).
En la tabla 4.9 se muestra el efecto estimado de la prestación sobre las horas trabajadas
por semana y, a continuación, descompone, por una parte, el efecto sobre las horas
trabajadas entre las mujeres que tienen un trabajo (es decir, sin incluir aquellas con un
número de horas trabajadas igual a cero) y, por otra, el efecto sobre la participación
laboral (es decir, sobre el hecho de estar trabajando respecto a no estarlo) para el
conjunto de todas las mujeres.
El efecto estimado global sobre las horas trabajadas (primera fila de la tabla 4.9) es
positivo y significativo tanto para las mujeres con hijos de cero a dos años como para las
madres de niños de tres a cinco (utilizando la especificación 2, con tendencias de
comunidad autónoma). No obstante, el «efecto» estimado es de magnitud similar para
mujeres sin hijos, hecho que pone en duda que estemos capturando el efecto de la
prestación y no el de otros factores que afectan a todas las mujeres en Cataluña. Puede
decirse lo mismo sobre el efecto en la tasa de ocupación (tercera fila), ya que los
coeficientes son positivos para los tres grupos de mujeres.
No obstante, parece ser que sí existe un efecto diferencial para las madres en el número
de horas trabajadas (para el subconjunto de mujeres que trabajan, en la segunda fila).
Las mujeres con trabajo y con hijos pequeños aumentaron sus horas de trabajo en
unas dos horas semanales en Cataluña, en comparación con otras comunidades
autónomas, este aumento no se observa para las mujeres sin hijos. Así, es posible
60
que la prestación facilitase un aumento en las horas de trabajo para las mujeres
trabajadoras con hijos pequeños.
Tabla 4.9 Efecto de la prestación sobre las horas trabajadas
Hijos de 0 a 2 Hijos de 3 a 5 Ningún hijo de 0 a 15 1 2 1 2 1 2
Horas trabajadas -0,417 1,842 * -0,372 2,952 *** -1,014
*** 2,129
***
Horas si >0 0,408 1,648 ** 0,729 1,932 ** 0,5372 ** -0,1785
Trabajando -
0,0197 * 0,029
6 -
0,0182 0,056
5 ** -0,0190 *** 0,0399
***
Controles indiv. Sí Sí Sí Sí Sí Sí
Núm. de CC. AA. 17 17 17 17 17 17 Tendencia x CC. AA. No Sí No Sí No Sí
N 58.091 58.09
1 51.330 51.33
0 120.16
7 120.16
7 Nota: la muestra está formada por mujeres de 18 a 49 años en todas las comunidades autónomas, excepto Ceuta y Melilla. Cada fila se corresponde con una variable dependiente diferente. Los datos comprenden el periodo 1992-2006. Todas las especificaciones incluyen efectos fijos de comunidad autónoma y año. Las regresiones no utilizan pesos. La tabla muestra el coeficiente correspondiente a Cataluña durante los años posprestación. Tres asteriscos indican que el coeficiente es significativo al 99 % de confianza, dos indican significatividad al 95 % y uno, al 90 %.
La tabla 4.10 muestra los efectos desagregados para distintos subgrupos de mujeres (por
nivel educativo, origen nacional, edad y número de hijos). En este caso, agrupamos las
mujeres con hijos de cero a cinco años para simplificar la presentación de las tablas.
Según el nivel educativo (panel A):
En el caso de las madres de nivel educativo bajo (panel A, primera columna), la
prestación parece tener un efecto negativo y significativo sobre su participación
laboral. Este efecto no se observa en las mujeres sin hijos. Sin embargo, este
resultado no es robusto si se incluyen tendencias diferenciales por comunidad
autónoma (especificación 2).
Para las mujeres de nivel educativo medio, la primera especificación no muestra
ningún efecto significativo. Al añadir las tendencias por comunidad autónoma, los
coeficientes pasan a ser positivos y significativos para las tres variables de
participación laboral. Sin embargo, la magnitud y significatividad son parecidas
para las mujeres sin hijos, motivo por el cual parece poco razonable atribuir estos
«efectos» a la prestación.
61
Finalmente, en el caso de las mujeres con educación universitaria, se observa un
efecto positivo y significativo sobre las horas trabajadas, que es robusto si se
incluyen las tendencias por comunidad autónoma. La segunda especificación
también sugiere un efecto positivo sobre la tasa de ocupación. Estos efectos no se
encuentran para las mujeres con educación universitaria sin hijos.
En resumen, las regresiones por nivel educativo indican que la prestación puede
haber contribuido a aumentar la participación laboral de las madres con un nivel
educativo alto. No encontramos ningún efecto para mujeres de nivel educativo
medio. En lo que respecta a las de nivel educativo bajo, de haber un efecto, sería
negativo. Estos resultados sugieren que los efectos de la prestación sobre la oferta
laboral de las madres pueden haber sido heterogéneos, y pueden haber permitido a
algunas madres trabajar más y a otras quedarse en casa durante más tiempo.
El panel B muestra los resultados por grupos de edad (la edad media y la mediana de las
madres de la muestra es de 33 años):
Para la submuestra de madres jóvenes (menores de 31 años), la primera
especificación sugiere que la prestación tuvo un efecto negativo sobre su tasa de
participación laboral, aunque este resultado no es robusto si se incluyen las
tendencias por comunidad autónoma.
Para las madres con edades entre 31 y 35 años se obtienen coeficientes positivos
y significativos en la segunda especificación tanto para horas como para la
ocupación, y estos efectos no se observan (o tienen una magnitud menor) entre
las mujeres sin hijos.
En último lugar, para las madres mayores de 35 años se observa un efecto
positivo y significativo sobre las horas trabajadas (entre las mujeres que trabajan)
que, sin embargo, no es robusto si se incluyen las tendencias por comunidad
autónoma.
En síntesis, existe un efecto positivo de la prestación sobre la participación en el
mercado laboral y el número de horas trabajadas para las mujeres de entre 31 y 35
años, efecto que no aparece en el caso de las madres más jóvenes o más mayores.
A continuación, el panel C separa los efectos según el número de hijos:
Para las madres con solo un hijo menor de 5 años, parece haber un efecto positivo
de la prestación sobre el número de horas trabajadas para las mujeres con trabajo,
que no se observa para las mujeres sin hijos.
62
Por el contrario, no se detecta ningún efecto significativo sobre la oferta de trabajo
de madres con más de un hijo de entre cero y cinco años.
Finalmente, el panel D separa las mujeres según su origen nacional (aunque hay que
tener en cuenta que solamente el 5 % de las mujeres de la muestra nacieron en el
extranjero).
En el caso de las mujeres de origen inmigrante, parece haber un efecto negativo
de la prestación tanto sobre las horas trabajadas como sobre la participación en el
mercado laboral, efectos con una magnitud robusta ante la inclusión de tendencias
de comunidad autónoma y que no se observan para las mujeres inmigrantes sin
hijos.
Por el contrario, para las mujeres nacidas en España observamos un efecto
positivo de la prestación sobre las horas trabajadas (condicionadas a tener
trabajo), que es robusto si se incluyen las tendencias de comunidad autónoma y
que no se observa para las mujeres nativas sin hijos.
Los resultados por lugar de nacimiento corroboran la conclusión de que los efectos de la
prestación sobre la participación laboral de las madres parecen haber sido heterogéneos
según sus características demográficas. En particular, la prestación parece haber
contribuido a una mayor participación de las madres en el mercado de trabajo en el
caso de mujeres nativas, de entre 31 y 35 años, con un solo hijo o de nivel
educativo alto. Por el contrario, la prestación podría haber reducido la participación
laboral de madres con nivel educativo bajo de origen inmigrante.
Estos resultados pueden resultar sorprendentes, ya que el efecto positivo de la prestación
sobre la participación en el mercado laboral se detecta para las mujeres con
características propias de un nivel socioeconómico medio, cuyo nivel de renta no debería
de verse demasiado afectado por la prestación. No obstante, son precisamente estas
mujeres las que parecen haber aumentado su participación laboral a consecuencia de la
prestación.
Si combinamos estos resultados con los de las secciones anteriores, la prestación parece
ser efectiva en términos de estimulación de la natalidad para el sector de la población
menos favorecido económicamente, mientras que para este mismo grupo no detectamos
ningún efecto positivo sobre la ocupación o sobre las horas trabajadas (en todo caso, el
efecto es negativo). En cambio, detectamos un efecto positivo de la prestación en la
conciliación para las mujeres de estatus socioeconómico más alto, pero el resultado
procede sobre todo de un aumento en las horas trabajadas, es decir, no es que una
mayor proporción de madres trabajen o que empiecen a trabajar antes después de haber
tenido un hijo, sino que son las horas trabajadas a la semana las que parecen haber
experimentado un ligero aumento.
63
Una explicación posible es que distintos grupos de mujeres reaccionan de forma distinta
ante un aumento de la renta no laboral. Las mujeres con trabajos de menor calidad
pueden preferir utilizar la prestación para comprar tiempo en casa con los ingresos
extraordinarios, mientras que las mujeres con mejores trabajos (mejor pagadas y/o con
condiciones más gratificantes) prefieren utilizar el dinero adicional para trabajar más horas
(aumentando el tiempo de guardería, por ejemplo).
64
Tabla 4.10 Resultados horas de trabajo y ocupación por subgrupos (EPA 1992-2006)
A. Por nivel educativo
B. Por edad de la madre
C. Por número de hijos
Un hijo de 0 a 5 Más de un hijo de 0
a 5 Sin hijos 1 2 1 2 1 2
Horas -0,68 3,452 *** -0,423 1,333 -1 *** 2,1 ***
Horas si + 0,444 2,19 *** 0,615 1,308 0,532 ** -0,202
Ocupación -0,026 ** 0,061 ** -0,019 0,022 -0,019 ** 0,04 ***
D. Por origen de la madre
Origen Inmigrantes Nativas Grupo Hijos de 0 a 5 Sin hijos Hijos de 0 a 5 Sin hijos
1 2 1 2 1 2 1 2 Horas -4,828 *** -4,64 -3,609 ** 3,335 0,152 2,791 *** -0,767 ** 2,026 ***
Horas si + -2,961 -2,38 -1,355 2,651 0,766 ** 1,923 *** 0,631 *** -0,319
Ocupación -0,084 ** -0,119 * -0,041 0,021 -0,01 0,052 *** -0,016 ** 0,04 ***
Nota: la muestra está formada por mujeres de 18 a 49 años en todas las comunidades autónomas, excepto Ceuta y Melilla. Cada fila se corresponde con una variable dependiente diferente. Los datos comprenden el periodo 1992-2006. Todas las especificaciones incluyen efectos fijos de comunidad autónoma y año. La especificación 2 incluye además tendencias lineales distintas para cada región. Las regresiones no utilizan pesos. La tabla muestra el coeficiente correspondiente a Cataluña durante los años posprestación. Tres asteriscos indican que el coeficiente es significativo al 99 % de confianza, dos indican significatividad al 95 % y uno, al 90 %.
Bajo Medio Alto Hijos de 0 a 5 Sin hijos Hijos de 0 a 5 Sin hijos Hijos de 0 a 5 Sin hijos
1 2 1 2 1 2 1 2 1 2 1 2 Horas -1,454 * 1,109 -0,523 0,949 -0,115 2,466 ** -0,572 3,786 *** -0,702 4,164 *** -1,635 ** 1,38
Horas si >0 -0,782 2,622 -0,16 -1,431 0,59 1,935 ** 0,864 *** 1,347 ** 1,113 ** 1,692 ** 0,003 -1,868 **
Ocupación -0,019 0,003 -0,006 0,042 -0,013 0,05 * -0,008 0,05 ** -0,037 ** 0,071 ** -0,019 0,029
Madre <31 Madre 31-35 Madre >35 Hijos de 0 a 5 Sin hijos Hijos de 0 a 5 Sin hijos Hijos de 0 a 5 Sin hijos
1 2 1 2 1 2 1 2 1 2 1 2 Horas -1,416 ** 1,883 -1,092 * 2,047 0,395 2,718 ** -1,641 * 1,461 -0,036 2,077 -0,62 2,179 ***
Horas si >0 0,134 1,198 0,179 0,731 0,6 2,108 ** 0,523 -1,305 1,2 ** 1,602 0,683 ** -0,428
Ocupación -0,036 ** 0,032 -0,023 0,03 -0,005 0,05 * -0,033 * 0,025 -0,017 0,038 -0,009 0,044 **
65
5. Simulación de una prestación universal
5.1 Características de la prestación simulada
Prestación universal (sin condiciones de renta ni de situación laboral de los
progenitores) de 350 euros el primer año para los primeros hijos, de 650
euros/año hasta los seis años de edad para los segundos hijos y de 1.000
euros/año hasta los 10 años (inclusive) para los terceros hijos y posteriores.
La prestación se cobra el mismo año de nacimiento en el caso de los primeros
hijos, en el mismo año de nacimiento y los cinco posteriores en el caso de los
segundos hijos y en el mismo año y nueve años siguientes en el caso de los
terceros hijos y posteriores.
El tipo de prestación para cada hijo está determinada por el número de
hermanos mayores en el momento de nacer y no varía con los nacimientos
posteriores que se puedan producir en el hogar (por ejemplo, un primer hijo
solamente concede derecho a 350 euros el primer año y esta prestación es
invariable tanto si se queda en hijo único como si tiene un hermano al cabo de
un tiempo).
La prestación es acumulativa, es decir, en un mismo hogar en el que dos o
más hijos tienen derecho a la prestación por su edad y orden, la prestación
total corresponderá a la suma de los derechos de todos ellos (por ejemplo, tres
hermanos de dos, cuatro y ocho años daría lugar a una prestación de 650
euros por segundo hijo menor de seis años más una prestación de 1.000 euros
por un tercer hijo menor de 10 años =1.650 euros).
Si el hogar es monoparental, la prestación aumenta en 650 euros por cada niño
con derecho a prestación (en el ejemplo del punto anterior, la prestación total
sería de 1.650 euros + (650 euros X 2 hijos con derecho a prestación) = 2.950
euros).
A partir de la fecha de puesta en marcha del nuevo sistema (1/1/2012), la
prestación cubre a todos los niños que cumplan las condiciones mencionadas
de edad y de posición en el hogar, no solamente a los nacidos a partir de 2012
(así, tres hermanos que en 2012 tuvieran dos, cuatro y ocho años tendrían
derecho a una prestación —en 2012— de 0 euros el primero, de 650 euros el
segundo y de 1.000 euros el tercero = 1.650 euros).
66
5.2 Asunciones de la simulación
1) El total de nacimientos que se producirán en el periodo 2012-2021 en Cataluña
son los que prevé la última proyección de IDESCAT, realizada en 2008, y que
se muestran en la tabla 5.1. En los tres escenarios se describe una reducción
continuada de la natalidad con distintos niveles de intensidad.
Tabla 5.1 Escenarios de natalidad 2011-2020 previstos por IDESCAT
Año Nacimientos
(escenario bajo) Nacimientos
(escenario medio) Nacimientos
(escenario alto) 2011 80.500 86.400 90.300
2012 78.500 84.400 89.100
2013 76.200 82.800 88.300
2014 73.800 80.900 87.100
2015 71.300 78.900 85.900
2016 68.900 77.100 84.800
2017 66.700 75.400 83.800
2018 64.600 73.800 82.900
2019 62.700 72.500 82.300
2020 61.100 71.400 81.900
Fuente: http://www.idescat.cat/cat/idescat/publicacions/cataleg/pdfdocs/pp2021-2041pr.pdf
La tabla 5.2 muestra las desviaciones de estas proyecciones respecto a los
nacimientos efectivos registrados en la base de datos de prestaciones para
niños a cargo del Departamento de Bienestar y Familia, siendo el escenario
bajo el que más se aproxima a la natalidad real registrada en los años 2009 y
2010.
Tabla 5.2 Comparación entre los escenarios de natalidad 2011-2020 previstos por IDESCAT y el número de niños efectivamente nacidos, según la base de datos del DBF
Real Escenario
alto Desviación
Escenario medio
Desviación Escenario
bajo Desviación
2008 87.674 90.600 3,3 % 89.900 2,5 % 85.000 -3,0 %
2009 81.678 91.100 11,5 % 89.500 9,6 % 84.000 2,8 %
2010 76.947 90.900 18,1 % 88.200 14,6 % 82.100 6,7 %
Dado que para los años 2009 y 2010 incluso el escenario bajo representa una
sobreestimación respecto a la natalidad real, y considerando que en estos dos
años concurren circunstancias económicas excepcionales, hemos adoptado
tres escenarios: uno bajo, en el que la natalidad para todos los años entre 2011
y 2020 corresponde al escenario bajo de IDESCAT (en caso de que la
tendencia de los años 2008-2010 se consolide); un segundo escenario bajo-
medio, en el que la natalidad para los años 2011 y 2012 se corresponde con la
proyección baja de IDESCAT y a partir de 2013 se recuperaría ligeramente y
pasaría a ser la del escenario medio; y un último escenario bajo-medio-alto, en
el que la natalidad para el periodo 2011-2012 es la del escenario bajo, en el
67
periodo 2013-2015 la del escenario medio y entre 2016 y 2020, la del escenario
más alto.
2) La proporción de nacimientos de primeros, segundos y terceros hijos y
posteriores en los hogares catalanes se mantiene constante entre 2012 y 2020,
en un valor correspondiente a la media de los valores observados para los
años 2008 y 2010 en la base de datos de prestaciones por niño a cargo del
Departamento de Bienestar y Familia (es decir, un 50,1 % de primeros hijos, un
36,9 % de segundos hijos y un 13,0 % de terceros o posteriores). Estas
mismas proporciones se han aplicado a los años del periodo 2003 a 2007, para
el cual los datos disponibles no han permitido describir con precisión la
distribución real de los recién nacidos según su posición en el hogar.
3) La proporción de hogares monoparentales (según la definición de la prestación:
hogares constituidos por familias con menores que conviven y dependen
económicamente de una sola persona), se mantiene constante entre 2011 y
2021 en el valor observado para el año 2010 en la base de datos de
prestaciones por niño a cargo del Departamento de Bienestar y Familia (es
decir, un 2,2 %, distribuido entre un 1,5 % correspondiente a primeros hijos, un
0,5 % a segundos hijos y un 0,2 % a terceros y posteriores).
4) Las tres asunciones anteriores implican que el nuevo diseño de la prestación
no tendría ningún efecto sobre el número de nacimientos totales, sobre el
número de hijos por hogar ni sobre la proporción de hogares monoparentales.
Si se produjera algún efecto, revertiría en un aumento de la natalidad y, por
tanto, de los costes del programa.
5) Los cálculos se han realizado asumiendo que durante el periodo 2012-2020 no
habrá mortalidad infantil ni movimientos migratorios de niños de 10 o menos
años.
6) Hemos supuesto que la base de datos de prestaciones por niño a cargo del
Departamento de Bienestar y Familia representa de forma fidedigna la
proporción de hogares monoparentales y de hogares con uno, dos y tres y más
hijos en Cataluña (es decir, que no hay fraudes ni errores y que la cobertura
actual de la prestación es del 100 %). No obstante, la base de datos no es
consistente al agrupar sistemáticamente a todos los niños de un mismo hogar
en un único expediente, lo cual puede haber conducido a una subestimación
del tamaño de los hogares (y, por tanto, del coste del programa).
68
5.3 Resultados de la simulación En la tabla 5.3 se recogen los nacimientos por año según la posición del niño en el
hogar, que se derivan de las bases de datos disponibles y de las asunciones descritas
hasta ahora. Sobre la base de esta tabla, las tablas 5.4 y 5.5 y los gráficos 5.1 a 5.3
que las ilustran muestran los resultados de la simulación, de los cuales destacamos
que:
El pico de beneficiarios de la prestación se produciría entre 2012 y 2013 en los
escenarios bajo y bajo-medio, con un número cercano a los trescientos
veinticinco mil beneficiarios. En el escenario bajo-medio-alto, el máximo se
produce en el año 2020 (330.000), aunque con una cifra solo un poco superior
a la del resto de años del periodo.
La mayor parte del estoc de beneficiarios, en cualquiera de los años y
escenarios contemplados, corresponde a los segundos hijos (alrededor del
cincuenta y cinco por ciento), seguida por los terceros y posteriores (33 %) y
los primeros (12 %).
La cifra total de beneficiarios decrece con el paso de los años, a medida que
los niños del estoc de nacidos antes de 2012 alcanza la edad en que dejan de
ser receptores, y únicamente son reemplazados parcialmente por los nacidos
después de 2012. El mínimo se alcanza en el último año de la simulación
(2020), con 295.000 beneficiarios en el escenario medio-bajo, y 262.000 en el
bajo. El tercer escenario (bajo-medio-alto) es la excepción, ya que el número
de beneficiarios se mantiene muy estable en todo el periodo, en un rango de
entre 325.000 y 330.000 niños por año.
En los escenarios bajo y bajo-medio, el coste de la prestación alcanza un valor
máximo entre 2012 y 2013, con un valor cercano a los doscientos treinta y seis
millones de euros (incluyendo el complemento de monoparentalidad), y se
reduce con el paso de los años hasta alcanzar un mínimo en el año 2020 de
214 millones en el escenario medio-bajo, y de 191 en el bajo. Por el contrario,
en el escenario bajo-medio-alto, el coste es bastante estable en todo el periodo
y el máximo se produce en 2020, con un coste ligeramente superior a los 240
millones de euros.
Para los tres escenarios, los costes se concentran en los segundos hijos (cerca
del cuarenta y nueve por ciento en todos los años), y en los terceros y
posteriores (alrededor del cuarenta y cuatro por ciento). Los primeros hijos
representan alrededor del seis por ciento de los costes de la prestación en
todos los años simulados. Por consiguiente, una eventual modificación del
diseño de la prestación para reducir el coste del programa pasa,
necesariamente, por modificar la edad máxima y la cantidad de la ayuda para
estos dos grupos de niños.
El complemento por monoparentalidad, en todos los escenarios y años,
representa solamente un 0,5 % del coste total anual de la prestación.
69
Tabla 5.3 Nacimientos registrados y predichos (2003-2010)
Escenario bajo Escenario bajo-medio Escenario bajo-medio-alto
Año Total Primeros
hijos Segundos
hijos Terceros y posteriores
Total Primeros
hijos Segundos
hijos Terceros y posteriores
Total Primeros
hijos Segundos
hijos Terceros y posteriores
2003 73.333 36.740 27.060 9.533 73.333 36.740 27.060 9.533 73.333 36.740 27.060 9.533
2004 77.130 38.642 28.461 10.027 77.130 38.642 28.461 10.027 77.130 38.642 28.461 10.027
2005 81.362 40.762 30.023 10.577 81.362 40.762 30.023 10.577 81.362 40.762 30.023 10.577
2006 84.194 42.181 31.068 10.945 84.194 42.181 31.068 10.945 84.194 42.181 31.068 10.945
2007 84.821 42.495 31.299 11.027 84.821 42.495 31.299 11.027 84.821 42.495 31.299 11.027
2008 87.674 43.925 32.352 11.398 87.674 43.925 32.352 11.398 87.674 43.925 32.352 11.398
2009 81.678 40.921 30.139 10.618 81.678 40.921 30.139 10.618 81.678 40.921 30.139 10.618
2010 76.947 38.550 28.393 10.003 76.947 38.550 28.393 10.003 76.947 38.550 28.393 10.003
2011 80.500 40.331 29.705 10.465 80.500 40.331 29.705 10.465 80.500 40.331 29.705 10.465
2012 78.500 39.329 28.967 10.205 78.500 39.329 28.967 10.205 78.500 39.329 28.967 10.205
2013 76.200 38.176 28.118 9.906 82.800 41.483 30.553 10.764 82.800 41.483 30.553 10.764
2014 73.800 36.974 27.232 9.594 80.900 40.531 29.852 10.517 80.900 40.531 29.852 10.517
2015 71.300 35.721 26.310 9.269 78.900 39.529 29.114 10.257 78.900 39.529 29.114 10.257
2016 68.900 34.519 25.424 8.957 77.100 38.627 28.450 10.023 84.800 42.485 31.291 11.024
2017 66.700 33.417 24.612 8.671 75.400 37.775 27.823 9.802 83.800 41.984 30.922 10.894
2018 64.600 32.365 23.837 8.398 73.800 36.974 27.232 9.594 82.900 41.533 30.590 10.777
2019 62.700 31.413 23.136 8.151 72.500 36.323 26.753 9.425 82.300 41.232 30.369 10.699
2020 61.100 30.611 22.546 7.943 71.400 35.771 26.347 9.282 81.900 41.032 30.221 10.647
Fuente de los datos
Valores estimados (utilizando la base de datos del DBF) Valores observados (base de datos del DBF)
Predicho (IDESCAT - Escenario bajo)
Predicho (IDESCAT - Escenario medio)
Predicho (IDESCAT - Escenario alto)
70
Tabla 5.4 Beneficiarios acumulados por año (2012-2020)
Escenario bajo Escenario bajo-medio Escenario bajo-medio-alto
Primeros
hijos Segundos
hijos Terceros y posteriores
Totales Primeros
hijos Segundos
hijos Terceros y posteriores
Totales Primeros
hijos Segundos
hijos Terceros y posteriores
Totales
2012 39.329 180.854 104.798 324.981 39.329 180.854 104.798 324.981 39.329 180.854 104.798 324.981
2013 38.176 177.673 105.171 321.020 41.483 180.109 106.029 327.620 41.483 180.109 106.029 327.620
2014 36.974 172.554 104.738 314.265 40.531 177.609 106.519 324.659 40.531 177.609 106.519 324.659
2015 35.721 168.724 103.430 307.875 39.529 176.584 106.199 322.312 39.529 176.584 106.199 322.312
2016 34.519 165.755 101.442 301.715 38.627 176.640 105.277 320.544 42.485 179.482 106.278 328.244
2017 33.417 160.663 99.086 293.165 37.775 174.758 104.052 316.586 41.984 180.699 106.145 328.828
2018 32.365 155.534 96.086 283.984 36.974 173.024 102.248 312.246 41.533 182.323 105.524 329.380
2019 31.413 150.552 93.619 275.584 36.323 169.223 101.055 306.601 41.232 182.138 105.605 328.976
2020 30.611 145.866 91.559 268.036 35.771 165.718 100.334 301.823 41.032 182.507 106.249 329.788
71
Tabla 5.5 Coste de la prestación por año, incluyendo el complemento de monoparentalidad (en millones de euros, 2012-2020)
Primeros
hijos Coste
Complem. monopar.
Coste total
Segundos hijos
Coste Complem. monopar.
Coste total
Terceros y
posteriores
Coste Complem. monopar.
Coste total
Coste total
Esc
en
ari
o b
ajo
2012 39.329 13,76 0,38 14,15 180.854 117,56 0,59 118,14 104.798 104,80 0,14 104,93 237,23
2013 38.176 13,36 0,37 13,73 177.673 115,49 0,58 116,06 105.171 105,17 0,14 105,31 235,11
2014 36.974 12,94 0,36 13,30 172.554 112,16 0,56 112,72 104.738 104,74 0,14 104,87 230,90
2015 35.721 12,50 0,35 12,85 168.724 109,67 0,55 110,22 103.430 103,43 0,13 103,56 226,63
2016 34.519 12,08 0,34 12,42 165.755 107,74 0,54 108,28 101.442 101,44 0,13 101,57 222,27
2017 33.417 11,70 0,33 12,02 160.663 104,43 0,52 104,95 99.086 99,09 0,13 99,21 216,19
2018 32.365 11,33 0,32 11,64 155.534 101,10 0,51 101,60 96.086 96,09 0,12 96,21 209,46
2019 31.413 10,99 0,31 11,30 150.552 97,86 0,49 98,35 93.619 93,62 0,12 93,74 203,39
2020 30.611 10,71 0,30 11,01 145.866 94,81 0,47 95,29 91.559 91,56 0,12 91,68 197,98
Esc
en
ari
o b
ajo
-med
io 2012 39.329 13,76 0,38 14,15 180.854 117,56 0,59 118,14 104.798 104,80 0,14 104,93 237,23
2013 41.483 14,52 0,40 14,92 180.109 117,07 0,59 117,66 106.029 106,03 0,14 106,17 238,75
2014 40.531 14,19 0,40 14,58 177.609 115,45 0,58 116,02 106.519 106,52 0,14 106,66 237,26
2015 39.529 13,84 0,39 14,22 176.584 114,78 0,57 115,35 106.199 106,20 0,14 106,34 235,91
2016 38.627 13,52 0,38 13,90 176.640 114,82 0,57 115,39 105.277 105,28 0,14 105,41 234,70
2017 37.775 13,22 0,37 13,59 174.758 113,59 0,57 114,16 104.052 104,05 0,14 104,19 231,94
2018 36.974 12,94 0,36 13,30 173.024 112,47 0,56 113,03 102.248 102,25 0,13 102,38 228,71
2019 36.323 12,71 0,35 13,07 169.223 110,00 0,55 110,55 101.055 101,06 0,13 101,19 224,80
2020 35.771 12,52 0,35 12,87 165.718 107,72 0,54 108,26 100.334 100,33 0,13 100,46 221,59
Esc
en
ari
o b
ajo
-med
io-
alt
o
2012 39.329 13,76 0,38 14,15 180.854 117,56 0,59 118,14 104.798 104,80 0,14 104,93 237,23
2013 41.483 14,52 0,40 14,92 180.109 117,07 0,59 117,66 106.029 106,03 0,14 106,17 238,75
2014 40.531 14,19 0,40 14,58 177.609 115,45 0,58 116,02 106.519 106,52 0,14 106,66 237,26
2015 39.529 13,84 0,39 14,22 176.584 114,78 0,57 115,35 106.199 106,20 0,14 106,34 235,91
2016 42.485 14,87 0,41 15,28 179.482 116,66 0,58 117,25 106.278 106,28 0,14 106,42 238,95
2017 41.984 14,69 0,41 15,10 180.699 117,45 0,59 118,04 106.145 106,14 0,14 106,28 239,43
2018 41.533 14,54 0,40 14,94 182.323 118,51 0,59 119,10 105.524 105,52 0,14 105,66 239,71
2019 41.232 14,43 0,40 14,83 182.138 118,39 0,59 118,98 105.605 105,61 0,14 105,74 239,56
2020 41.032 14,36 0,40 14,76 182.507 118,63 0,59 119,22 106.249 106,25 0,14 106,39 240,37
72
Escenari baix
0
10.000
20.000
30.000
40.000
50.000
60.000
70.000
80.000
90.000
2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020
Any
Naix
em
en
ts
Primers Segons Tercers i posteriors
Escenari baix-mitjà
0
10.000
20.000
30.000
40.000
50.000
60.000
70.000
80.000
90.000
2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020
Any
Naix
em
en
ts
Primers Segons Tercers i posteriors
Escenari baix-mitjà-alt
0
10.000
20.000
30.000
40.000
50.000
60.000
70.000
80.000
90.000
2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020
Any
Naix
em
en
ts
Primers Segons Tercers i posteriors
Gráfico 5.1 Proyección de nacimientos 2012-2020
73
Gráfico 5.2 Proyección de beneficiarios 2012-
2020
Escenari baix
0
50.000
100.000
150.000
200.000
250.000
300.000
350.000
2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020
Any
Ben
efi
cia
ris
Primers Segons Tercers i posteriors
Escenari baix-mitjà
0
50.000
100.000
150.000
200.000
250.000
300.000
350.000
2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020
Any
Ben
efi
cia
ris
Primers Segons Tercers i posteriors
Escenari baix-mitjà-alt
0
50.000
100.000
150.000
200.000
250.000
300.000
350.000
2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020
Any
Ben
efi
cia
ris
Primers Segons Tercers i posteriors
74
Escenari baix
0
50
100
150
200
250
2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020
Any
Co
st
(en
mil
ion
s d
'Eu
ros)
Primers Segons Tercers i posteriors
Escenari baix-mitjà
0
50
100
150
200
250
2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020
Any
Co
st
(en
mil
ion
s d
'Eu
ros)
Primers Segons Tercers i posteriors
Escenari baix-mitjà-alt
0
50
100
150
200
250
2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020
Any
Co
st
(en
mil
ion
s d
'Eu
ros)
Primers Segons Tercers i posteriors
Gráfico 5.3 Proyección de costes 2012-2020
75
5.4 El comparador de simulaciones El archivo comparador.xls permite comparar el coste simulado de diferentes diseños
de prestación universales. Para cada diseño es posible introducir tres parámetros: la
duración de la prestación, el importe anual de la prestación y el importe del
complemento de monoparentalidad, y comprobar cómo diverge la proyección de los
costes al modificar los parámetros.
A modo de ejemplo, los gráficos 5.4 y 5.5 muestran la comparación entre el diseño
simulado en las secciones anteriores (350 euros para los primeros hijos, 650 euros
para los segundos durante seis años y 1.000 euros para los terceros durante 10 años)
y una alternativa. La primera consiste en acortar la duración de las ayudas a los
segundos y terceros hijos hasta los cuatro y los ocho años, respectivamente, para
contener el coste de la prestación (gráfico 5.4). La segunda concentra los importes en
los tres primeros años, con el fin de vincular la ayuda al periodo en el que las familias
deben afrontar los costes de guardería (gráfico 5.5). Ambas comparaciones están
basadas en el escenario bajo-medio de natalidad.
Gráfico 5.4 Comparación de simulaciones estándar y concentrada en los tres primeros años
Opción 1 Ayuda en
€ Duración en años
Compl. monop.
Opción 2 Ayuda en
€ Duración en años
Compl. monop.
1er
hijo 350 1 650 1er
hijo 350 1 650 2º hijo 650 6 650 2º hijo 1.250 3 650
3er
hijo o + 1.000 10 650 3er
hijo o + 3.000 3 650
-21,50 -17,27 -15,79 -14,47 -18,43 -20,67 -22,08 -22,33 -22,73
237,23 238,75 237,26 235,91 234,70 231,94 228,71 224,80 221,59215,72
221,48 221,47 221,45216,27
211,27206,63 202,47 198,86
0
50
100
150
200
250
300
2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020
en m
ilio
ns
d'e
uro
s
Dif. 2 - 1 CostOPCIÓ 1
CostOPCIÓ 2
76
Gráfico 5.5 Comparación de simulaciones estándar y con reducción de la
duración para los segundos y terceros hijos
Opción 1 Ayuda en
€ Duración en años
Compl. monop.
Opción 2 Ayuda en
€ Duración en años
Compl. monop.
1er
hijo 350 1 650 1er
hijo 350 1 650
2º hijo 650 6 650 2º hijo 650 4 650
3er
hijo o + 1.000 10 650 3er
hijo o + 1.000 8 650
-71,51 -61,22 -59,57 -59,74 -60,56 -60,70 -59,88 -58,80 -58,09
237,23 238,75 237,26 235,91 234,70 231,94 228,71 224,80 221,59
165,72177,52 177,69 176,18 174,14 171,23 168,83 166,00 163,50
0
50
100
150
200
250
300
2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020
en m
ilio
ns
d'e
uro
s
Dif. 2 - 1 CostOPCIÓ 1
CostOPCIÓ 2
77
6. Conclusiones y recomendaciones El declive de la fertilidad ha sido particularmente intenso en Cataluña. A pesar de un
inicio tardío respecto a la mayoría de los países industrializados, en tan solo veinte
años (1975-1995) el número de hijos por mujer cayó de 3 a 1,2. Siguiendo la estela de
los países que estaban a la cabeza en el proceso de transición, la fertilidad catalana
se encuentra en una fase de recuperación desde los mínimos históricos de 1995,
impulsada, fundamentalmente, por la incorporación a la población catalana de mujeres
inmigrantes en edad fértil y con un mayor nivel de fecundidad, así como por el
aumento de la fecundidad en las mujeres autóctonas de entre 35 y 39 años.
A pesar de este repunte, el indicador coyuntural de fecundidad de 2009 era de tan solo
1,53 hijos por mujer, lejos todavía del umbral de reposición de 2,1, de tal manera que
cada nueva generación (descontando la inmigración) es sustancialmente menos
numerosa que la de sus progenitores; y está lejos también del nivel de recuperación
alcanzado por países como Francia, el Reino Unido, los Estados Unidos o los países
escandinavos (de entre 1,8 y 2,1). En efecto, a pesar de este repunte, el patrón de
fertilidad de Cataluña continúa presentando los rasgos característicos de los países de
más baja fertilidad, como Alemania, Austria, Portugal o el conjunto de España: una
edad media de primera maternidad entre las más tardías del mundo (cercana a los 30
años), un porcentaje relativamente alto (16,6 %) de mujeres que llegan al final de su
vida fértil sin haber tenido ningún hijo y un porcentaje muy bajo (14,3 %) de mujeres
que han tenido más de dos hijos al terminar su periodo de vida fértil.
El cese de la inmigración, la rápida adopción de los patrones de fertilidad de los
autóctonos por parte de los inmigrantes y la inseguridad provocada por la crisis
económica parecen indicar, además, que el repunte de la fertilidad podría haber
llegado a su límite. De hecho, el indicador coyuntural de fertilidad del año 2009, inferior
al de 2008, rompe una tendencia al alza que ha durado diez años. Asimismo, cuando
la generación del baby-boom termine su periodo de vida fértil, el acceso a las edades
de máxima fecundidad de cohortes cada vez más vacías abocará la cifra de
nacimientos a una disminución muy notable, con una relativa independencia de la
evolución de las tasas de fertilidad.
Los motivos que han conducido a una alteración tan drástica en el comportamiento
reproductivo de los ciudadanos han sido objeto de análisis desde diversas disciplinas.
Aunque no existe una única teoría que ofrezca una explicación integrada sobre los
determinantes del declive de la fertilidad, en este informe hemos destacado cuatro
perspectivas teóricas que resultan complementarias porque cada una explica de forma
convincente algún componente del declive y porque todas ellas topan con algún hecho
que las contradice. La primera perspectiva teórica se centra en la evolución de las
normas culturales predominantes en pos de la búsqueda de la satisfacción y la libertad
individuales, de tal forma que la preferencia por tener hijos ha entrado en competencia
con otras prioridades, como puedan ser ampliar los años de formación, construir una
carrera profesional o vivir solo, entre otras fuentes de realización personal. En
78
segundo lugar, la economía de la familia señala que los costes de los hijos son hoy
mucho más altos que hace unas décadas, por lo que la «demanda» de hijos es más
baja. Esto es debido a dos factores combinados: por una parte, las mujeres disfrutan
hoy de oportunidades de acceso a la educación y al mercado de trabajo en igualdad
de condiciones que los hombres, pero esas oportunidades se reducen
considerablemente al convertirse en madres, debido a la persistencia de grandes
dificultades para la conciliación y de las desigualdades que siguen existiendo en la
distribución de las tareas dentro del hogar. A consecuencia de ello, para muchas
mujeres optar por la maternidad implica tener que renunciar a participar plenamente en
el mercado laboral y, al mismo tiempo, el «coste de oportunidad» de esta renuncia en
términos de renta, autonomía personal y satisfacción vital es cada vez más elevado.
En tercer lugar, la exposición creciente de los jóvenes a una posición precaria en el
mercado de trabajo combinada con las dificultades para acceder a una vivienda
genera en muchos de ellos una situación de inseguridad poco compatible con la
formación de una familia, lo que les lleva a posponer la creación de un hogar propio y
la paternidad hasta edades que se encuentran en el límite de la fertilidad biológica.
Finalmente, la persistencia del modelo de familia tradicional mediterránea basado en la
asimetría de roles entre géneros podría estar ayudando a deprimir la fertilidad, ya que
cuanto más grande sea la diferencia entre las expectativas sociales sobre el papel de
las mujeres en la familia y las expectativas de las propias mujeres, más grande será el
incentivo para evitar la maternidad. En este sentido, la participación de los hombres en
el cuidado de los hijos (tanto la real como la esperada) sería un determinante relevante
de las decisiones reproductivas de las mujeres.
A esta lista de determinantes habría que añadir un quinto factor: el grado de
adaptación de las instituciones a los cambios en las aspiraciones de las mujeres y a
los nuevos riesgos sociales que sufren los jóvenes. Este es, probablemente, el factor
que mejor explica los distintos ritmos y niveles de recuperación de la fertilidad entre
países. Al revisar la literatura para identificar en qué consisten estas adaptaciones
institucionales, hemos detectado tres grandes tipos de intervención que emanan del
ámbito de las políticas de familia: el apoyo económico a las familias para compensar
una parte de los costes directos de tener hijos; la provisión de servicios para la
atención de los niños (guarderías, fundamentalmente) a precios gratuitos o
subvencionados con el fin de facilitar la conciliación y reducir los costes indirectos de
la maternidad; y la regulación y el fomento de la conciliación en el lugar de trabajo, ya
sea a través de permisos de maternidad y paternidad remunerados o mediante la
flexibilización y racionalización de los horarios laborales.
En la introducción comentamos que el reto de este informe era aclarar en qué grado
estos instrumentos son efectivos para amortiguar las dificultades que los ciudadanos
encuentran a la hora de tener el número de hijos que desean y, por consiguiente, para
incrementar la fertilidad. La evidencia encontrada en la literatura es poco concluyente.
En relación con las prestaciones económicas por niño a cargo, diversos estudios han
identificado un impacto positivo, estadísticamente significativo, pero bastante pequeño,
sobre los indicadores de fertilidad, y aún así parece tratarse de un impacto más
asociado con un adelanto del momento de la maternidad que con un incremento
genuino del número de hijos por mujer. No obstante, algunos estudios han encontrado
79
efectos positivos asociados a la prestación de magnitud sustancial, con un incremento
de entre el 6 y el 14 % de los indicadores de fertilidad. Algunos autores consideran que
la ausencia de un impacto de mayor magnitud e inequívoco se debe a dos factores:
primero, que las prestaciones económicas subvencionan los costes directos, pero
tienen un efecto muy débil sobre los costes de oportunidad de la maternidad, los
cuales parecen tener un peso sustancialmente mayor en las decisiones reproductivas.
Segundo, que incluso en lo que se refiere a los costes directos, el importe de las
prestaciones en la mayoría de países es bastante modesto y cubre una proporción
pequeña de los costes derivados de los niños, y solo durante sus primeros años de
vida. En este sentido, destaca que los estudios que identifican impactos de mayor
magnitud corresponden a países con prestaciones particularmente generosas. Hay
que tener en cuenta, por otra parte, que la disparidad de las conclusiones de los
distintos estudios, más allá de explicarse por diferencias metodológicas en las
evaluaciones, pueden estar indicando tanto los efectos diferenciales según el diseño
de la prestación (importes, duración, complementos, forma de pago, criterios de
elegibilidad, estabilidad de la ayuda a lo largo del tiempo, etc.), como las diferencias
existentes entre países en lo que respecta a otros factores que afectan a las
decisiones reproductivas.
Otra posibilidad es que las prestaciones tengan un efecto pequeño sobre el conjunto
de la población, pero más importantes para un subgrupo específico. Hay motivos
teóricos para anticipar que las ayudas económicas deberían tener un impacto más
grande en la fertilidad de familias con hijos previos y en los hogares con un nivel de
renta menor. Sin embargo, la evidencia acumulada no resulta nada concluyente
respecto al efecto diferencial según el orden de los hijos —los estudios encuentran un
efecto diferencial, pero a veces es superior para los primeros hijos, otras para los de
grado superior y otras para los primeros y terceros. En cambio, sí hay una mayor
coincidencia al detectar un efecto mayor sobre las mujeres con menores rentas y nivel
formativo.
En lo que respecta a las otras políticas alternativas, la evidencia es mixta en cuanto al
impacto de los permisos de maternidad y paternidad dado que, aunque comportan un
incentivo a la fertilidad al aportar una renta sustitutoria y mantener el vínculo con el
trabajo durante los primeros meses de vida de los bebés, también pueden actuar como
elemento retardador, e inducir a las mujeres a retrasar la maternidad hasta que estén
lo suficientemente bien establecidas en el mercado laboral como para poder disfrutar
de ese derecho. Más claras son las evidencias que se refieren al efecto de la
accesibilidad a los servicios de guardería, probablemente porque constituyen el
mecanismo que más directamente facilita la conciliación e incide sobre los costes de
oportunidad de los hijos.
La segunda cuestión que nos planteamos era evaluar de forma empírica el impacto de
la prestación por hijo a cargo de Cataluña que se introdujo en el año 1999 y cobró
carácter universal en el año 2003. Hemos estimado el efecto de la prestación sobre
tres dimensiones: la natalidad, el bienestar y la calidad de vida de las familias y la
conciliación de la vida familiar y laboral. La metodología utilizada ha sido,
principalmente, la de dobles diferencias, es decir, se ha comparado la evolución de las
80
variables de interés en Cataluña antes y después de la introducción y de la ampliación
de la prestación, utilizando como grupo de control a la población equivalente en otras
comunidades autónomas que no introdujeron reformas similares en la misma época.
Los resultados sugieren que la prestación tuvo un impacto positivo y significativo sobre
la tasa de fecundidad en Cataluña, que pudo aumentar entre un 5 y un 6 % anual a
consecuencia de la ayuda. Este efecto se deriva, principalmente, de un aumento en la
natalidad entre mujeres de nivel educativo bajo (y medio). El efecto es evidente tanto
entre la población de mujeres nativas como de origen inmigrante, y es más
pronunciado entre las mujeres que ya tenían hijos (es decir, se trata de un aumento en
el número de hijos por mujer, más que un incremento en el número de mujeres que
tienen hijos).
Respecto al impacto de las ayudas sobre el bienestar material de las familias, hemos
documentado que la familia «mediana» que recibió la ayuda en el año 2008 contaba
con una renta neta anual de entre 30.000 y 32.000 euros y, por tanto, la prestación
supuso un aumento de, aproximadamente, un 2 % en su renta disponible. El impacto
fue mayor para las familias de la parte baja de la distribución de la renta: sobre un 3 %
para las familias en el percentil 25, y más del 5 % solamente para el 10 % más pobre
de las familias. Asimismo, también hemos documentado que la prestación permitió a
las familias de rentas bajas cubrir gran parte de los gastos asociados al bebé: más del
30 % de estos gastos para la cuarta parte de las familias de renta más baja, según la
estimación más conservadora.
En último lugar, el análisis de la actividad laboral de las madres con hijos pequeños
revela que la prestación tuvo efectos desiguales para grupos de mujeres distintos.
Recibir la prestación se asocia con una menor participación en el mercado de trabajo
en el caso de las madres jóvenes, de nivel educativo bajo o de origen inmigrante. En
cambio, la ayuda parece estar asociada con un aumento en las horas de trabajo para
madres ligeramente mayores, nativas y de nivel educativo alto.
En síntesis, el análisis precedente sugiere algunas ideas que pueden informar el
nuevo diseño de la prestación por hijo a cargo, una vez que finalice el periodo de
suspensión temporal iniciado en julio de 2011. En el marco del conjunto de políticas de
apoyo a las familias, la estrategia más aconsejable para incrementar la fertilidad pasa,
fundamentalmente, por mejorar el acceso a las guarderías, ya que es el instrumento
que aborda más directamente las barreras que los ciudadanos encuentran para
realizar sus deseos de fertilidad —por la vía de facilitar la conciliación y reducir los
costes de oportunidad de la maternidad— en virtud de lo que indica tanto la teoría
como la evidencia empírica internacional. Sin embargo, la efectividad detectada de la
prestación por niño a cargo en Cataluña, corroborada por una parte de la evidencia
empírica internacional, apunta a la conveniencia de mantener la prestación como
instrumento de fomento de la fertilidad, y a concentrarla en aquellas familias que ya
tienen hijos, las cuales parecen ser, en el caso de Cataluña, las más sensibles a la
prestación. En el capítulo 5, simulamos la cobertura y coste de un diseño universal,
pero de importe creciente según el orden del hijo, en la línea de esta recomendación.
81
No obstante, es importante tener en cuenta que los objetivos de la prestación por niño
a cargo son múltiples, y que la adecuación del diseño a alguno de los objetivos puede
ir en detrimento del resto. Primero, en relación con el objetivo de garantizar el
bienestar de las familias y los niños, la evaluación ha mostrado que la prestación tiene
poco impacto sobre las familias de la mitad superior de la distribución de la renta. En
caso de que se priorizase este objetivo, restringir la prestación a los hogares de
ingresos bajos sería la recomendación más obvia, con un posible aumento de la
cuantía para incrementar su impacto. Sin embargo, hay que tener en cuenta que este
tipo de prestación no es necesariamente el mecanismo más eficiente para combatir la
pobreza infantil, especialmente si se limita a los primeros años de vida de los niños, y
que en términos de fomento de la fertilidad, introducir un umbral de renta implica
mantener el incentivo para las mujeres que ya tienen un nivel de fecundidad
relativamente más elevado.
En segundo lugar, si consideramos la conciliación como objetivo, las recomendaciones
se complican. El análisis de Cataluña muestra que la prestación puede haber
desincentivado la participación en el mercado laboral de mujeres con baja cualificación
o peores empleos. No está muy claro si esta consecuencia es positiva o negativa. Es
posible que los niños se beneficien de pasar más tiempo con su madre durante el
primer año de vida, como sugieren algunos trabajos de investigación recientes. Sin
embargo, a medio plazo, los efectos de este desincentivo a la ocupación pueden ser
negativos si las madres no consiguen retornar al mercado laboral. Así pues, habrá que
tener en cuenta que la introducción de un umbral de renta podría exacerbar este
efecto colateral sobre las mujeres de menor cualificación y calidad de empleo. Por
tanto, la introducción de un límite de renta podría combinarse con la condición de que
la madre esté trabajando, como mínimo a partir de que el niño haya cumplido uno (o
dos) años. Esto ayudaría a prevenir una pérdida excesiva de capital humano derivada
de una interrupción prolongada en la trayectoria de ocupación de la madre, lo cual
podría comportar, a su vez, consecuencias negativas a largo plazo tanto para los
ingresos de la madre como para el bienestar del niño.
En síntesis, las propuestas que se derivan de esta evaluación son: 1) en el marco del
conjunto de políticas de familia: priorizar la accesibilidad a las plazas de guardería
para los menores de tres años; 2) en el marco de las prestaciones por niño a cargo:
introducir un criterio de progresividad según el orden del hijo, con el fin de incrementar
el impacto de la prestación sobre la fertilidad; y 3) en la medida en que el objetivo
prioritario es la garantía del bienestar de las familias y los niños con menos recursos:
introducir un umbral de renta para la percepción de la prestación combinada con el
requisito de participación en el mercado laboral de la madre a partir del segundo año
de vida del hijo. La cuantía de la prestación debería disminuir progresivamente a
medida que aumentase la renta de la familia, para evitar en la medida de lo posible el
fraude (o los incentivos «perversos») en torno al umbral de renta. Este último diseño
sería similar, en términos generales, al Earned Income Tax Credit (EITC) de los
Estados Unidos o el Working Families Tax Credit (WFTC) del Reino Unido, que han
sido concebidos como suplementos a los ingresos de las familias trabajadoras con
hijos.
82
7. Bibliografía
Azmat, Ghazala y Libertad González (2010) “Targeting Fertility and Female Participation through the Income Tax.” Labour Economics 17(3): 487–502.
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86
Apéndice
87
Tabla A1 Prestaciones económicas y deducciones fiscales reintegrables por niño a
cargo en la OCDE
País
Prestación máxima por un
niño de entre 3 y 12 años
La cantidad de la prestación varía según: Límite
superior de edad
(estudiante)
¿La elegibilidad o la cantidad de
la prestación dependen de la
renta?
Observaciones
USD % del sueldo medio
Edad del
niño
Orden del
niño
Australia
3.613 8 +/- +
desde el 4º
20 (24) Sí La parte A puede pagarse como una prestación o una deducción
fiscal.
2.901 6 - 0 15 (18)
Sí, según la renta del trabajo más baja de los dos miembros de la pareja.
La parte B es un complemento para familias con una renta principal y una secundaria. Puede pagarse
como una prestación o una deducción fiscal.
Austria 2.150 4 + + 19 (27) No
Para familias con renta baja hay un complemento especial a partir del
tercer hijo.
836 2 0 0 Deducción fiscal reintegrable.
Bélgica 1.739 3 +/- +/- 17 (24) No
Para los desempleados, hay un complemento a partir del séptimo
mes en paro.
Canadá
1.194 3 0 +
desde el 3º
17 Sí Deducción fiscal reintegrable.
1.851 5 0 - Sí Hay un suplemento para familias de
renta baja.
Chipre 274 2 0 0 17 (23) No --
Rep. Checa 417 3 + 0 14 (25) Sí Hay tres niveles de prestación
según la renta: ampliado, básico y reducido.
Dinamarca 2.306 4 - 0 17 No --
Estonia 474 3 0 +
desde el 3º
15 (18) No --
Finlandia 1.643 3 0 + 16 No Incremento lineal por cada hijo
adicional
Francia 979 2 + + 20 No
Sin prestación para el primer hijo. Para un segundo hijo hasta 10
años, la cantidad es de 979 USD (2 % del sueldo medio).
Alemania 2.530 4 0 +
desde el 4º
18 (25) No Deducción fiscal reintegrable.
2.300 4 -- -- -- Sí
Complemento para las familias de renta baja, para evitar que tengan
que solicitar un subsidio de desempleo o renta mínima
solamente para el mantenimiento de sus hijos.
Grecia 135 0 0 +/- 17 (21) No
Requiere haber trabajado los 50 días anteriores. Además de la
prestación, los empresarios suelen pagar un complemento del 5 % del salario bruto a cada trabajador por cada hijo, sujeto al impuesto sobre
la renta.
88
Tabla A1 Prestaciones económicas y deducciones fiscales reintegrables por niño a cargo en la OCDE (cont.)
País
Prestación máxima por un niño de entre 3
y 12 años
La cantidad de la
prestación varía según:
Límite superior de
edad (estudiante)
¿La elegibilidad o la cantidad de la
prestación dependen de la
renta?
Observaciones
USD % del sueldo medio
Edad del
niño
Orden del
niño
Hungría 765 7 0 + 18 (23) No La cantidad de la prestación se dobló
el 1 de julio de 2006.
Islandia 3.153 5 - + 17
La prestación básica se reduce por un porcentaje de la renta que
supera un determinado
umbral.
El umbral de renta familiar es de 44.496 USD para una pareja. Las
reducciones del 2, 5 y 7 % por 1, 2 y 3 hijos, respectivamente. Hay un
complemento para hijos menores de siete años. El complemento es
independiente de la renta.
Irlanda 2.628 6 0 +
desde el 3º
15 (18) No --
Italia 1.495 5 0 + 17 Sí
La prestación la pagan los empresarios, solamente a aquellos hogares en los que el 70 % de la
renta familiar se deriva del trabajo, prestaciones y/o pensiones. La
prestación se reduce en proporción a los días no trabajados.
Japón 510 1 +/- +
desde el 3º
12 Sí La cantidad se dobla a partir del
tercer hijo.
Corea - -- -- -- -- -- -- Letonia 433 2 0 + 15 (19) No --
Lituania 331 3 - +
desde el 3º
12 (23) No
Para familias de tres hijos o más, el límite de edad se amplía a 18 (y 24 si es estudiante). Un complemento para
los hijos menores de tres años.
Luxemburgo 3.846 6 + + 17 (26) No La cantidad máxima por edad
corresponde a los 12 años.
Malta 844 9 0 + 15 (20) Sí
La prestación pagada corresponde a un porcentaje de la diferencia entre la renta declarada y un umbral de
renta familiar de 32.306 USD (154 % del sueldo medio). El porcentaje se incrementa con el número de hijos.
Países Bajos 1.488 3 + 0 17 No
Para los nacidos antes del uno de enero de 1995, la cantidad por niño
varía según el número de hijos (sistema antiguo).
Nueva Zelanda
3.133 10 + - 18 Sí Deducción fiscal reintegrable.
Noruega 1.987 3 0 0 17 No -- Polonia 278 2 + 0 17 (20) Sí Existen complementos
Portugal 536 2 +/- - 16 (24) Sí
La prestación es máxima para los niños de menos de un año. La
prestación también varía según seis niveles de renta. Para el nivel de renta más bajo, la prestación se
dobla el mes de septiembre, coincidiendo con los gastos al inicio del curso escolar, para los hijos de 6
a 16 años.
89
Tabla A1 Prestaciones económicas y deducciones fiscales reintegrables por niño a cargo en la OCDE (cont.)
País
Prestación máxima por un niño de entre 3 y 12
años
La cantidad de la
prestación varía según:
Límite superior de
edad (estudiante
)
¿La elegibilida
d o la cantidad
de la prestación dependen
de la renta?
Observaciones
USD
% del sueld
o medio
Edad del niño
Orden del niño
Eslovaquia 1.898
3 0 0 15 (25) No La prestación por niño es uniforme.
Eslovenia 263 8 0 + 17 (25) Sí
La cantidad de la prestación se define como un porcentaje del
salario medio de todos los trabajadores.
España 398 1 0 0 17 Sí
La prestación depende de la renta por encima de un umbral familiar anual de 12.770 USD
(un 43 % del salario medio), que se incrementa en un 15 % por cada niño adicional a partir del
segundo.
Suecia 1.865
4 0 + 16 (20) No --
Suiza 1.950
3 + 0 15 (24) No
Las cantidades las fijan los cantones y las pagan los
empresarios. Las prestaciones están sujetas al impuesto sobre
la renta. Turquía -- -- -- -- -- -- --
Reino Unido 1.883
3 0 - 15 (18) No Cantidad fija a partir del segundo hijo.
EE. UU. (Michigan)
1.090
3 0 + Sí
Deducción fiscal retornable para familias con niños con una renta no superior a 116.410 USD. La cantidad es más elevada para
niños con discapacidades. Fuente: traducción y adaptación propia de la OECD Family Database
90
Tabla A2 Coeficientes de las variables de control en las regresiones de fertilidad
2 3 Edad 0,1042 *** 0,1076 ***
(0,0033) (0,0037)
Edad al cuadrado -0,0031 *** -0,0032 ***
(0,0001) (0,0001)
Edad al cubo 0,0000 *** 0,0000 ***
(0,0000) (0,0000)
Bachiller 0,0004 0,0007
(0,0008) (0,0010)
Estudios universitarios 0,0145 *** 0,0138 ***
(0,0011) (0,0012)
Nacidas fuera de España 0,0022 0,0025
(0,0018) (0,0020)
Un hijo anterior -0,0087 *** -0,0098 ***
(0,0009) (0,0010)
Dos hijos anteriores -0,0628 *** -0,0638 ***
(0,0010) (0,0011)
Tres o más hijos ant. -0,0558 *** -0,0571 ***
(0,0017) (0,0019)
Nota: los coeficientes proceden de las mismas regresiones que las columnas 2 y 3 de la tabla 6. La muestra está formada por mujeres de 18 a 49 años. La variable dependiente es un indicador binario de haber tenido un hijo durante los 12 meses anteriores a la entrevista. Los datos comprenden el periodo 1992-2006. Ambas especificaciones incluyen efectos fijos de región y de año. La columna 2 incluye todas las comunidades autónomas, excepto Ceuta y Melilla, y la columna 3 solamente las nueve comunidades autónomas más pobladas en el año 2010. Las regresiones no utilizan pesos. Un asterisco indica que el coeficiente es significativo al 99 % de confianza, dos indican significatividad al 95 % y uno, al 90 %.
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